UNIVERSIDADE FEDERAL DO RIO GRANDE DO SUL FACULDADE DE AGRONOMIA

PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM FITOTECNIA

MANCHA PARDA EM ARROZ: IMPORTÂNCIA EPIDEMIOLÓGICA DA INCIDÊNCIA DE Bipolaris oryzae NA SEMENTE, PADRÃO ESPACIAL DE LESÕES NAS FOLHAS E ESCALA DIAGRAMÁTICA DE SEVERIDADE

André Aguiar Schwanck Engenheiro Agrônomo/UFRGS

Dissertação apresentada como um dos requisitos à obtenção do Grau de Mestre em Fitotecnia

Ênfase Fitopatologia

Porto Alegre (RS), Brasil Fevereiro de 2012

 

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A meus pais, Tânia e Reginaldo, aos meus irmãos, Camila e Gustavo, e à minha namorada, Maria Martha,

DEDICO

 

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AGRADECIMENTOS

Quero agradecer: A Deus, pela maturidade e conhecimento adquiridos nesse mestrado. Ao meu orientador, Prof. Emerson, que sempre me deu suporte, apoio e confiança nestes últimos quatro anos. Ao Daniel Grohs, Profª. Cândida Farias e Priscila Menezes, parceiros absolutos desde 2008, e também à Dra. Aline de Holanda Maia, pela colaboração no desenvolvimento deste estudo e à minha formação. A todos os demais colegas que de 2008 à 2011, em especial àqueles que durante mais tempo participaram e se empenharam: Marcela Santana, Marcelo Giacometti e Carlos Frederico Silva Filho. Aos meus colegas do “quarto branco”, Felipe, Paulo, Piérri e Thiago - a amizade de vocês é uma das minhas maiores conquistas nesse mestrado! Aos colegas do laboratório de Epidemiologia de Plantas, com os quais convivi nesses anos, Bruna, Bruno, Camila, Henrique, Larissa, Leilane, Liara e Raquel. A amizade de vocês é algo muito especial para mim! A todos que me ajudaram de alguma forma, principalmente os que se envolveram com o trabalho da escala, e que me incentivaram nesse mestrado, acreditando em mim! Ao Programa de Pós Graduação em Fitotecnia da Universidade Federal do Rio Grande do Sul, pela organização, a CAPES pela bolsa de estudos e ao CNPq pelo apoio financeiro ao projeto. Em especial, aos meus amigos Fabrício Custódio, Konrado Deutch, Nicolai Deutch e Thiago Zandonai. Mais que amigos à moda antiga, legítimos irmãos por afinidade! Por fim, a minha amada família e namorada. Pai, Mãe, Gu, Caca e amor, serei eternamente grato a Deus por fazerem parte da minha vida.

 

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MANCHA PARDA EM ARROZ: IMPORTÂNCIA EPIDEMIOLÓGICA DA INCIDÊNCIA DE Bipolaris oryzae NA SEMENTE, PADRÃO ESPACIAL DE LESÕES NAS FOLHAS E ESCALA DIAGRAMÁTICA DE SEVERIDADE1

Autor: André Aguiar Schwanck Orientador: Emerson Medeiros Del Ponte RESUMO

A mancha parda do arroz irrigado (MP), causada pelo fungo Bipolaris oryzae, é uma doença importante e que pode ter a semente como fonte de inóculo inicial. Os objetivos deste estudo foram: (1) avaliar o efeito de níveis de incidência de B. oryzae em sementes de arroz no desenvolvimento da cultura e epidemias de MP; (2) avaliar o padrão espacial de lesões de MP nas folhas por meio de análise digital; (3) elaborar e validar escalas diagramáticas para auxiliar estimativas visuais de severidade. Onze ensaios de campo com tratamentos de níveis de incidência de B. oryzae nas sementes (0, 3, 6, 12, 24 e 48%) foram instalados em Bagé e Cachoeirinha, RS, durante as safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11. As variáveis avaliadas foram: estande de plantas, incidência e severidade da MP, produtividade e incidência de B. oryzae nos grãos colhidos nos ensaios. Nas parcelas experimentais da safra 2009/10, em Cachoeirinha, 350 folhas-bandeira com sintomas de MP foram coletadas e digitalizadas, retocadas e analisadas quanto à severidade da MP, e número e tamanho de lesões. O padrão espacial de distribuição de lesões na folha também foi determinado por análises específicas. Quatro escalas diagramáticas com dois incrementos (linear ou exponencial) e duas de coloração (preto e branco e imagens reais) foram elaboradas. A validação foi realizada, onde avaliou-se a repetibilidade, a reprodutibilidade, a acurácia e a precisão das estimativas por análise de correlação, regressão e concordância. Houve efeito dos níveis de incidência de B. oryzae na semente no estande de plantas em 8 ensaios, com redução do número de plantas em função do inóculo na semente, bem como na incidência da MP em três ensaios da safra 2009/10, com aumento da incidência em função da incidência de B. oryzae nas sementes. Contudo, não se observou efeito na severidade, produtividade e infecção de sementes para as condições dos experimentos instalados. A severidade das folhas coletadas foi majoritariamente baixa, com 55% dos casos apresentando severidades menores de 2%. As lesões de mancha parda ocorrem de maneira predominantemente aleatória, com tendência de agregação em severidades mais altas. Houve tendência geral entre os avaliadores de superestimarem a severidade observada quando sem auxílio. No entanto, com o uso das escalas diagramáticas, seja linear ou exponencial, houve melhora da qualidade das estimativas feitas pelos avaliadores, com destaque para as escalas em cores que melhorou a reprodutibilidade e repetibilidade das estimativas.

                                                                                                                         1 Dissertação de Mestrado em Fitotecnia, Faculdade de Agronomia, Universidade Federal do Rio Grande do Sul, Porto Alegre, RS, Brasil. (101p.) Fevereiro, 2012.

 

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RICE BROWN SPOT: EPIDEMIOLOGICAL IMPORTANCE OF THE INCIDENCE OF Bipolaris oryzae ON SEEDS, SPATIAL PATTERNS OF

LESIONS ON LEAVES AND DIAGRAMMATIC SCALE FOR SEVERITY1

Author: André Aguiar Schwanck Adviser: Emerson Medeiros Del Ponte ABSTRACT Rice brown spot (BS), caused by Bipolaris oryzae, is a fungal disease in

which epidemics may originate from seedborne inoculum. The objectives of this study were to: (1) evaluate the effect seed-borne B. oryzae inoculum on crop development and BS epidemics; (2) determine the spatial distribution of BS lesions on leaves using digital analysis; and (3) develop and validate diagrammatic scales to aid visual estimates of BS severity. Eleven field trials were carried out in two locations in RS State (Bagé and Cachoeirinha) and three growing seasons (2008/09, 2009/10 and 2010/11) using cv. IRGA424. Treatments consisted of incremental incidence levels of B. oryzae in a seed lot (0, 3, 6, 12, 24 and 48%). The variables evaluated were: crop stand (number of seedlings per area unit), BS incidence and severity, rice yield and B. oryzae incidence in mature grains. In the experimental plots of the 2009/10 growing season, in Cachoeirinha, 350 symptomatic flag leaves were collected, scanned, retouched and analyzed for the severity of the BS, and number and size of lesions. The pattern of the distribution of lesions in a rice flag-leaf was also determined by spatial analysis. Four diagrammatic scales varying in severity scale (linear or exponential) and color (black and white or true color) were prepared. In the scale validation, repeatability, reproducibility, accuracy and precision of the estimates were assessed by correlation, linear regression and concordance analysis. A significant effect was observed for the incidence of B. oryzae on the crop stand in eight trials; the number of plants was reduced with the increase of fungal incidence on the seeds. Also, BS incidence at the vegetative stages (for three trials analyzed) increased linearly with the increase of fungal incidence levels. No significant effect was found in BR severity, rice yield and seed infection. The BS severity values in the sampled leaves were mostly low (55% of 350 leaves were <2% severity). The distribution pattern of brown spot lesions was predominantly random, with a tendency to aggregate with the increase in severity (>8%). In the validation of the diagrammatic scales, there was an overall tendency of raters to overestimate severity when estimates were made unaided. However, the use of the diagrammatic scales, either with an exponential or linear severity increase, improved accuracy and precision of the estimates made by the raters, especially when using the color scales as an aid which led to improved reliability of the estimates.

                                                                                                                         1  Master of Science Dissertation in Agronomy, Faculdade de Agronomia, Universidade Federal do Rio Grande do Sul, Porto Alegre, RS, Brazil. (101p.) February, 2012.  

 

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SUMÁRIO

Página 1 INTRODUÇÃO ...................................................................................................... 1 2 REVISÃO BIBLIOGRÁFICA ................................................................................ 4

2.1 Importância da cultura do arroz ....................................................................... 4 2.2 Doenças do arroz ............................................................................................. 5 2.3 Mancha parda do arroz .................................................................................... 6

2.3.1 Importância econômica e distribuição geográfica ................................... 6 2.3.2 Sintomatologia ......................................................................................... 7 2.3.3 Etiologia ................................................................................................... 7 2.3.4 Ciclo e epidemiologia da doença ............................................................. 8

2.3.4.1 Sobrevivência ............................................................................ 8 2.3.4.2 Disseminação ............................................................................ 9 2.3.4.3 Infecção ..................................................................................... 9 2.3.4.4 Colonização e reprodução ....................................................... 10 2.3.4.5 Progresso das epidemias no campo ........................................ 11

2.3.5 Manejo e controle da mancha parda do arroz ........................................ 12 2.3.6 Inóculo na semente: implicações epidemiológicas ................................ 13 2.3.7 Quantificação da severidade de doenças em plantas ............................. 15

2.3.7.1 Diagramas de severidade: construção e validação .................. 16 2.3.7.2 Contagem e análise digital de lesões ...................................... 19

 

3 MATERIAIS E MÉTODOS ................................................................................. 22 3.1 Estudo 1: Efeito da concentração de incidência de Bipolaris oryzae em

sementes e na produtividade do arroz irrigado. ........................................... 22 3.1.1 Locais dos experimentos e dados meteorológicos ................................. 22 3.1.2 Características dos ensaios e delineamento experimental ..................... 23 3.1.3 Níveis de incidência de B. oryzae na semente ....................................... 25 3.1.4 Avaliações e variáveis observadas ......................................................... 26

 

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3.1.4.1 Estande, incidência e severidade foliar da mancha parda ....... 26 Página

3.1.4.2 Produtividade e análises em pós-colheita ............................... 27 3.1.4.3 Número de ensaios e avaliações ............................................. 28

3.1.5 Análise dos dados .................................................................................. 29 3.2. Estudo 2: Análise digital de lesões de mancha parda nas folhas de arroz. ... 31

3.2.1 Amostragem de folhas sintomáticas ...................................................... 31 3.2.2 Digitalização e preparo das imagens ..................................................... 32 3.2.3 Comprimento das folhas ........................................................................ 32 3.2.4 Análise digital da severidade ................................................................. 32 3.2.5 Número de lesões por folha e área de lesões individuais ...................... 33 3.2.6 Padrão espacial das lesões no limbo foliar ............................................ 34

3.3 Estudo 3: Diagramas de severidade de mancha parda em arroz ................... 37 3.3.1 Elaboração dos diagramas ..................................................................... 37 3.3.2 Validação das escalas diagramáticas ..................................................... 37

 

4 RESULTADOS E DISCUSSÃO .......................................................................... 40 4.1 Estudo 1: Efeito da concentração de incidência de Bipolaris oryzae em

sementes e na produtividade do arroz irrigado. ........................................... 40 4.1.1 Estabelecimento do estande do arroz ..................................................... 40 4.1.2 Efeito de níveis de incidência de B. oryzae em sementes na intensidade

da mancha parda ........................................................................................... 46 4.1.3 Severidade de mancha parda na folha bandeira ..................................... 51 4.1.4 Produtividade da cultura ........................................................................ 55 4.1.5 Incidência de B. oryzae nos grãos colhidos ........................................... 57

4.2 Estudo 2: Análise digital de lesões de mancha parda nas folhas de arroz. .... 60 4.2.1 Severidade e número de lesões em folhas ............................................. 60 4.2.2 Área de lesões individuais e padrão espacial no limbo foliar ................ 63

4.3 Estudo 3: Diagramas de severidade de mancha parda em arroz ................... 69 4.3.1 Impacto do uso dos diagramas em estimativas de severidade ............... 73

4.3.1.1 Concordância, acurácia e precisão .......................................... 73 4.3.1.1.1 Regressão linear ............................................................ 73 4.3.1.1.2 Coeficiente de correlação de concordância .................. 77 4.3.1.1.3 Análise de resíduos das estimativas .............................. 82

4.3.2 Repetibilidade ou confiabilidade intra-avaliador ................................... 86 4.3.3 Reprodutibilidade ou confiabilidade interavaliador .............................. 87

 

5 CONCLUSÕES ..................................................................................................... 95

 

ix    

 

6 REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS .................................................................. 91

 

x      

RELAÇÃO DE TABELAS

Página

1. Características dos ensaios experimentais para avaliação do efeito de níveis de inóculo de Bipolaris oryzae nas epidemias de mancha parda do arroz irrigado. ............................................................................................................... 23

2. Características e número de avaliações realizadas para variáveis relacionadas ao estabelecimento da cultura, intensidade de epidemias de mancha parda e produtividade em ensaios para a avaliação do efeito de níveis de Bipolaris oryzae nas sementes. ........................................................................................... 28

3. Parâmetros β0 (logaritmo do estande, para o nível zero de inóculo) e β1 (taxa de variação unitária do logaritmo do estande em função do nível de inóculo) com respectivos erros padrão e significância, do modelo linear generalizado ajustado para dados de estande (plantas.m-2) sob influência de tratamentos de níveis de inóculo de bipolaris oryzae em sementes de arroz irrigado. ........... 41

4. Estimativas dos parâmetros β0 (incidência para o nível zero de inóculo) e β1 (taxa de variação unitária da incidência em função do nível de inóculo) do modelo linear utilizado para representar a influência do nível de inóculo nas sementes de arroz sobre a incidência inicial e final de mancha parda, em todos os ambientes avaliados. ............................................................................. 47

5. Estimativas dos parâmetros β0 (logaritmo da severidade, para o nível zero de inóculo) e β1 (taxa de variação unitária do logaritmo da severidade em função do nível de inóculo) do modelo linear utilizado para representar a influência do nível de inóculo nas sementes de arroz sobre a severidade inicial e final de mancha parda, em todos os ambientes avaliados. .................... 54

6. Estimativas dos parâmetros β0 (produtividade para o nível zero de inóculo de Bipolaris oryzae) e β1 (taxa de variação unitária da produtividade em função do nível de inóculo de B. oryzae) do modelo linear utilizado para representar a influência do nível de inóculo nas sementes de arroz na produtividade do arroz irrigado em ensaios conduzidos em bagé e cachoeirinha nas safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11. ......................................... 57

 

xi    

Página

7. Estimativas dos parâmetros β0 (incidência de Bipolaris oryzae nos grãos para o nível zero de inóculo na semente) e β1 (taxa de variação unitária da incidência de B. oryzae nos grãos em função do nível de inóculo na semente) do modelo linear utilizado para representar a influência do nível de inóculo nas sementes de arroz sobre a incidência de B. oryzae em grãos colhidos para todos os ambientes avaliados. ....................................................... 59  

 

xii    

RELAÇÃO DE FIGURAS

Página

1. Locais dos experimentos instalados na estação experimental agronômica do instituto rio grandense do arroz (A), em cachoerinha, e na estação experimental da urcamp (B), em Bagé, nas safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11; escala válida apenas para o mapa do RS; pontos de visão de 1,5 km de altura para cada imagem aérea, ensaios em Cachoeirinha são CA09-3A (A-1), CA09-3B (2), CA10-2 (3), CA10-3 (4) E CA11-1 (5), ensaios em Cachoeirinha na safra 2008/09 e 2009/10 espaçados em 500m e 750m, respectivamente; ensaios em Bagé instalados lado a lado em um mesmo local (B-1); imagens aéreas adaptadas de google earth. Disponível em: <http//google.com/intl/pt. acesso em 25 ago 2011>. ........................................... 24

2. Desenho da amostragem para as avaliações do estande (A), incidência foliar (B) e severidade de mancha parda em folhas-bandeira (C) causada por Bipolaris oryzae realizadas nos ensaios em Bagé e Cachoeirinha, durante as safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11. ..................................................................... 26

3. Processamento sequencial de uma imagem de uma folha de arroz com lesões de mancha parda (A) no assess 2.0, com as etapas de seleção da área total da folha (B), seleção da área com lesões (C) e identificação de cada lesão para a contagem do número total de lesões (D). ......................................................... 33

4. Folha de arroz irrigado com sintomas de mancha parda sobreposta por uma área de amostragem de 15 cm², dividida em 15 subáreas de 1 cm², em sua porção central visando a contagem de lesões nas subáreas. ................................ 35

5. Box plot para os valores de estande de plantas de arroz irrigado em ensaios para a avaliação do efeito de níveis de inóculo de Bipolaris oryzae na semente (n=24; 6 tratamentos x 4 blocos). a linha central da caixa indica a mediana; os limites da caixa os quartis inferior e superior, as hastes fora da caixa adjacentes (menor valor não discrepante do conjunto) inferior e superior e os pontos os valores discrepantes. ...................................................... 41

 

xiii    

Página

6. Estande do arroz irrigado em estádio v3/v4 (Counce et al, 2000) em função de níveis de incidência de Bipolaris oryzae na semente, para quatro ensaios conduzidos na localidade de Bagé, nas safras 2009/10 e 2010/11. Os pontos representam os valores observado de estande em cada um dos quatro blocos e a linha representa os valores estimados pelo modelo linear generalizado. ...... 42

7. Estande de arroz irrigado, em estádio v3/v4 (counce et al, 2000) em função de níveis de incidência de Bipolaris oryzae nas sementes, para quatro ensaios conduzidos na localidade de Cachoeirinha, nas safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11. Os pontos representam os valores observados de estande em cada um dos quatro blocos e a linha representa os valores estimados por um modelo linear. ................................................................................................ 43

8. Normal climatológica e os dados observados durante as safras de 2008/09, 2009/10 e 2010/11 de temperatura (C°) e precipitação (mm) mensais para Bagé (BA) e Cachoeirinha (CA). ........................................................................ 45

9. Curvas de progresso da mancha parda e modelos lineares ajustados para representar o efeito do nível de inóculo de Bipolaris oryzae nas sementes de arroz na incidência mínima (linha contínua em D, E, e F) e máxima (linha pontilhada em D, E e F) de mancha parda (%). Triângulos em D, E e F correspondem aos valores observados de incidência mínima e máxima, respectivamente. .................................................................................................. 48

10. Frequência da incidência de lesões de mancha parda nas folhas de perfilhos com cinco folhas avaliadas nos ensaios BA10-2, BA10-3 e CA10-2 durante esse estudo (n = 2529). ......................................................................... 49

11. Curvas de progresso da severidade média acumulada de mancha parda (%) para cada nível de inóculo de bipolaris oryzae nas sementes, em onze ensaios conduzidos em Bagé (A à F) e Cachoeirinha (G à K) nas safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11. ............................................................................. 52

12. Produtividade média (ton.ha-1) em ensaios de avaliação do efeito de níveis de inóculo de Bipolaris oryzae na semente (n=24; 6 tratamentos x 4 blocos) para os ensaios conduzidos em Bagé e Cachoeirinha, durante as safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11. Traços verticais correspondem ao erro padrão. ............................................................................................................... 55

 

 

xiv    

Página

13. Incidência média de Bipolaris oryzae (%) em grãos colhidos entre todos os tratamentos para cada um dos ensaios de Bagé e Cachoeirinha, durante as safras de 2008/09, 2009/10 e 2010/11. traços verticais correspondem a ± o erro padrão. ....................................................................................................... 58

14. Histograma de frequência dos valores de severidade de mancha parda (A), determinada por meio de análise digital em 350 folhas, e do número de lesões por folha (B), em um subconjunto de 100 folhas selecionadas. folhas amostradas em áreas experimentais na estação experimental do Instituto Rio Grandense do Arroz durante a safra 2009/10 em Cachoeirinha/RS. .............................................................................................. 61

15. Gráfico da relação entre o número de lesões (x) e a severidade (y) na folha para o conjunto de 100 folhas, onde a linha sólida representa a reta da regressão linear e as linhas tracejadas o intervalo de confiança de 95%. ......... 62

16. Folhas de arroz com lesões de mancha parda onde se verifica variação na área individual das lesões e coalescência dos halos em folhas com severidades abaixo de 5% (A e B) e folhas com severidade acima de 10% (C e D). .............................................................................................................. 64

17. Box plot da área individual de lesões de mancha parda mensuradas digitalmente em uma amostra de 100 folhas sintomáticas de arroz. as folhas estão ordenadas em ordem crescente de severidade. O gráfico interno representa os valores transformados em logaritmo. ............................. 64

18. Valores do índice de dispersão (D) (razão variância/média) (A) e do índice global de agregação (Ia) determinado pelo SADIe (Spatial Analysis by Distance Indices) (B) para dados de contagem de lesões de mancha parda do arroz em quinze subáreas determinadas em cada folha de um conjunto de 100 folhas de arroz. barras pretas indicam que D é significativamente >1 pelo teste-t (H0: D=1; p<0,05), ou Ia>1 (p<0,05), sugerindo um padrão agregado de distribuição das lesões. ................................................................. 67

19. Diagramas de severidade da mancha parda do arroz com valores em incremento aproximadamente linear nas versões em preto e branco (A) e em cores (B). ..................................................................................................... 71

20. Diagramas de severidade da mancha parda do arroz com valores em incremento exponencial nas versões em preto e branco (A) e em cores (B). ... 72

 

xv    

Página

21. Gráficos de dispersão entre os valores de severidade real determinados por análise digital de imagem e valores estimados por oito avaliadores (A a H) do grupo linear como auxílio um diagrama com incremento linear em suas duas versões (P&B e Cores). A linha tracejada representa a situação de total concordância entre o valor estimado e o valor real de severidade. As linhas sólidas na cor preta e cinza representam a regressão entre os valores reais e estimados com auxílio do diagrama em P&B e Cores, respectivamente. no interior do gráfico, os coeficientes da regressão linear (R² = coeficiente de determinação; a = coeficiente linear; e b = coeficiente angular) para P&B e Cores no canto superior e inferior, respectivamente. Valores de a e b acompanhados de asterisco (*) diferem estatisticamente de 0 e 1, respectivamente, pelo teste-t (p<0,05). ............................................... 75

22. Gráficos de dispersão entre os valores de severidade real determinados por análise digital de imagem e valores estimados por oito avaliadores (i a p) do grupo que utilizou como auxílio um diagrama com incremento exponencial em suas duas versões (P&B e Cores). A linha tracejada representa a situação de total concordância entre o valor estimado e o valor real de severidade. As linhas sólidas na cor preta e cinza representam a regressão entre os valores reais e estimados com auxílio do diagrama em P&B e Cores, respectivamente. No interior do gráfico, os coeficientes da regressão linear (R2 = coeficiente de determinação; a = coeficiente linear; e b = coeficiente angular) para p&b e cores no canto superior e inferior, respectivamente. valores de a e b acompanhados de asterisco (*) diferem estatisticamente de 0 e 1, respectivamente, pelo teste-t (p<0,05). .................... 76

23. Parâmetros da análise do coeficiente de correlação de concordância (Lin`s CCC) entre valores de severidade real de mancha parda em 50 folhas de arroz determinada por análise digital e valores estimados sem ou com auxílio de diagramas para dois grupos de avaliadores que estimaram a severidade usando um diagrama com incremento linear ou exponencial, representados em desenhos em preto e branco (P&B) ou em folhas reais (Cores). ρc = coeficiente de correlação de concordância (ρc = r.cb), r = coeficiente de correlação de pearson, indicador de precisão; v (scale shift) e u (location shift) são componentes de Cb, indicador de acurácia. ................. 81

24. Gráficos de área para frequência dos desvios (severidade estimada subtraída da severidade real) sem auxílio e com auxílio de um diagrama de severidade de mancha parda em preto e branco (P&B) ou em Cores, na primeira avaliação de um grupo de oito avaliadores usando um diagrama com incremento aproximadamente linear de severidade e oito um diagrama com incremento exponencial de severidade. ..................................................... 83

 

xvi    

Página

25. Resíduos (estimado – real) em estimativas visuais de severidade da mancha parda do arroz tendo como auxílio quatro diferentes diagramas validados com dois grupos de avaliadores. ....................................................................... 84

26. Coeficiente de correlação de pearson (r) da relação entre a primeira e segunda avaliação para cada avaliador que estimou a severidade com auxílio de um diagrama com fotos coloridas (Cores) de folhas e outro um desenho em preto e branco (P&B). ................................................................... 86

27. Coeficiente de correlação de pearson (r), gerados pelo confronto entre todos os avaliadores, de um mesmo grupo (linear ou exponencial) que utilizaram os diagramas com incremento linear (P&B e Cores) para as duas avaliações. ......................................................................................................... 88

   

1 INTRODUÇÃO

O arroz é um dos cultivos de maior importância para a alimentação humana.

O Brasil é o maior produtor de arroz fora da Ásia e, no país, o Rio Grande do Sul

(RS) destaca-se como o estado principal produtor. Dentre as várias doenças que

podem afetar a produtividade da cultura e a qualidade de grãos, a mancha parda,

causada pelo fungo Bipolaris oryzae (Breda de Haan) Shoem [teleomorfo:

Cochliobolus miyabeanus (Ito & Kuribayashi)], tem aumentado em importância

recentemente levando muitos produtores a utilizarem fungicidas para o seu controle.

Os sintomas da mancha parda são manchas necróticas de coloração parda em folhas e

em grãos. A sobrevivência do patógeno pode se dar em restos culturais, sementes

infectadas ou hospedeiros alternativos.

Bipolaris oryzae está amplamente distribuído nas regiões orizícolas do

mundo. Sua ocorrência é comum em sementes sendo que, no Brasil, pode chegar a

altos níveis de incidência nas sementes em determinados anos. Sementes infectadas,

além de introduzirem o patógeno em áreas isentas, podem levar à morte de plântulas

infectadas, com consequente redução de estande, e servir de fonte de inóculo para

epidemias na parte aérea.

A qualidade fisiológica e a qualidade sanitária da semente são fator-chave no

estabelecimento da cultura e na produtividade. Machado & Pozza (2005) sugeriram

um limiar máximo tolerável de 5% de incidência para B. oryzae em sementes de

2    

 

arroz. Entretanto, são escassos os estudos nas condições de campo, que fundamentam

a determinação dos padrões de tolerância para patógenos em sementes, incluindo B.

oryzae. Nesse sentido, dados obtidos em estudos de campo, em diferentes condições

de cultivo (anos e locais) são de grande importância para avaliar o impacto do uso de

sementes infectadas no estabelecimento e produtividade da cultura, afetados pelo

progresso de epidemia. Assim, programas de certificação e políticas de definição de

padrões de tolerância de patógenos em sementes podem se subsidiar em informações

obtidas em condições mais próximas do real e não apenas em estudos controlados.

Em estudos de avaliação de epidemias de doenças no campo é necessário se

dispor de metodologias de quantificação da intensidade da doença que leve a

estimativas acuradas e precisas, como é o caso da severidade a qual, quando feita de

maneira visual, está sujeita a subjetividade inerente ao avaliador. Diagramas de

severidade, popularmente conhecidas como escalas diagramáticas, são ferramentas

que podem auxiliar na melhoria da qualidade das estimativas uma vez que pode

corrigir desvios sistemáticos bem como aumentar a precisão dos avaliadores ou

mesmo a confiabilidade de estimativas. Novas metodologias devem ser idealmente

validadas antes que possam ser recomendadas para uso geral. Além disso, é

necessário fundamentar a metodologia utilizada na elaboração de um método. No

caso da uma ferramenta de auxílio às estimativas de severidade, se torna importante

caracterizar os padrões espaciais de lesões de severidade em folhas, o que pode

inclusive permitir se fazer inferências sobre processos epidemiológicos em escalas

inferiores. Nesse sentido a análise digital de imagens de sintomas de doenças tem se

destacado como importante ferramenta na obtenção de dados para fundamentar tais

estudos bem como desenvolver novas escalas diagramáticas com maior realismo.

3    

 

O presente trabalho está dividido em duas partes principais com objetivos

distintos. A primeira teve como objetivo estudar o efeito de níveis crescentes de

incidência de sementes de arroz infectadas com Bipolaris oryzae, no estabelecimento

e produtividade da cultura, e no progresso da severidade da mancha parda. Na

segunda parte, dois foram os objetivos específicos: 1) caracterizar a frequência dos

valores de severidade observados, assim como sua relação com o número, tamanho

de lesões, e do padrão espacial de lesões de mancha parda por meio da análise digital

de folhas oriundas de parcelas experimentais e 2) elaborar e validar escalas

diagramáticas, com variações na sua coloração de representação e na escala de

incremento da severidade, para auxiliar as estimativas visuais de severidade da

mancha parda em avaliações de experimentos de campo.

   

2 REVISÃO BIBLIOGRÁFICA

2.1 Importância da cultura do arroz

O arroz (Oryza sativa L.) ocupa a terceira posição em produção e

áreacultivado, sendo superado pelo milho e trigo (FAO, 2003). O arroz é um

alimento presente na dieta básica em 17 países do continente asiático, nove do

continente americano e oito do africano (FAO, 2003). Nos países em

desenvolvimento, contribui com aproximadamente 715 kcal per capta por dia,

representando cerca de 27% de energia, 20% da proteína e 3% da gordura da dieta

(FAO, 2003).

Até o início da década de 1990 apenas 3% da produção mundial de arroz era

exportada (FAO, 2009). Em 2007, 5% do arroz produzido foi destinado à exportação

do grão, o que indica, portanto, ser um produto agrícola predominantemente

destinado ao consumo interno nos países produtores (FAO, 2009).

O Brasil se posiciona atualmente como o 9º maior produtor mundial de arroz ,

perdendo apenas para países do continente asiático. A cultura do arroz contribui com

6,2% do produto interno bruto agrícola nacional, sendo que Rio Grande do Sul, Santa

Catarina, Paraná e Mato Grosso são os estados da federação são responsáveis por

aproximadamente 80% da produção nacional de arroz (Gazzola et al., 2009). Nesse

sentido, destaca-se o estado do Rio Grande do Sul (RS), que na safra de 2009/2010

produziu 7,01 milhões de toneladas de arroz em 1,109 milhão de ha, o que

representou 63% da produção nacional (EMATER, 2010).

5    

 

2.2 Doenças do arroz

Dentre os fatores limitantes à expressão do potencial produtivo na cultura do

arroz, destacam-se as doenças bióticas causadas por diversos fitopatógenos incluindo

fungos, vírus, bactérias e nematóides (Ou, 1985).

Dentre aquelas de ocorrência comum no RS destaca-se, como principal, a

brusone (Pyricularia grisea), cujos danos podem comprometer até 100% da

produção da lavoura em anos em que as condições ambientais são favoráveis à

doença (Funck & Kempf, 2010).

A mancha parda, causada pelo fungo Bipolaris oryzae (Breda de Haan)

Shoem [teleomorfo: Cochliobolus miyabeanus (Ito & Kuribayashi)], é apontada

como doença secundária, mas que pode causar danos significativos à produtividade

na região sul do Brasil, conforme relatos da última década (Dallagnol et al, 2006;

Celmer et al., 2007; Grohs et al, 2009).

Outras doenças também ocorrem no RS, como a cárie do grão (Tilletia

barclayana, a escaldadura da folha (Microdochium oryzae), a mancha das bainhas

(Rhizoctonia oryzae), a queima das bainhas (Rizoctonia solani), as manchas das

glumas (causadas por vários fungos e bactérias), a podridão do colmo (Sclerotium

oryzae) e a mancha estreita (Cercospora oryzae) (Ou, 1985; Grohs et al., 2010).

Além dessas, outras doenças de menor importância econômica como a mancha

circular ou mancha de alternária (Alternaria padwickii), a podridão do colar

(Sarocladium oryzae ou Acrocylindrum oryzae), o carvão verde (Ustilaginoidea

virens), a ponta branca (nematóide Aphelenchoides besseyi) e o vírus do enrolamento

do arroz (RSNV - Rice stripe necrosis virus) detectado recentemente (Souza et al,

2005).

6    

 

2.3 Mancha parda do arroz

2.3.1 Importância econômica e distribuição geográfica

A mancha parda possui ampla distribuição nas regiões orizícolas do mundo

(Mew &. Gonzales, 2002; Bedendo & Prabhu, 2005), o que pode estar relacionado

com a capacidade de sobrevivência do fungo na semente, principal meio de

disseminação do agente causal da doença para regiões distantes de sua fonte de

inóculo (Padwick, 1950). Historicamente, a mancha parda foi a protagonista da

“grande fome de Bengala” em 1943, no sudeste da Índia, quando uma queda de até

90% na produção de arroz causou a morte de quase dois milhões de pessoas que

tinham o arroz como principal fonte de carboidrato (Padmanabhan, 1973).

Os danos provocados pela doença são variáveis em função de fatores

edafoclimáticos, manejo cultural, resistência genética da cultivar selecionada para

plantio e da parte da planta que é atacada (Webster & Gunnel, 1992; Funck &

Kempf, 2008). Em condições propícias, pode causar redução na germinação das

sementes, queima ou morte das plântulas originadas de sementes infectadas e

redução na produtividade quando incide na folha bandeira e nas panículas

(Nakamura & Sader, 1986; Prabhu & Vieira, 1989; Malavolta et al., 2002).

A redução na produtividade devido à epidemiade mancha parda pode atingir

até 74%, devido à redução no número de grãos por panícula e peso dos grãos (Kohls

et al., 1987; Moletti et al., 1997). A qualidade de grão também pode ser afetada com

a descoloração e mancha das glumas, principalmente no cultivo irrigado, o que leva à

diminuição no peso de grãos, aumento do percentual de espiguetas estéreis e, quando

em alta severidade, aumento do número de grãos quebrados no beneficiamento do

grão (Malavolta et al, 2007; Grohs et al., 2010).

7    

 

2.3.2 Sintomatologia

A doença caracteriza-se na forma de manchas necróticas em folhas e glumas

e descoloração dos grãos (Padwick, 1950; Prabhu & Vieira, 1989). A mancha parda

pode ocorrer em todos os estádios fenológicos da cultura, embora, no campo, as

manchas em folhas sejam mais comumente observadas a partir do início da fase

reprodutiva (Ocfemia, 1924).

Em plântulas, os sintomas são manchas necróticas de cor marrom podendo

ocorrer também distorção das folhas. Nos coleóptilos, os sintomas são parecidos com

os das folhas de plantas adultas, onde a lesão nas folhas apresenta halo clorótico e

centro de cor marrom pardo que se torna claro com o envelhecimento da lesão,

passando para um tom acinzentado (Ou, 1985; Webster & Gunnell, 1992). O halo

clorótico é resultado da ação de toxinas do patógeno formadas durante o processo de

colonização dos tecidos da planta (Xiao et al., 1991; Mew & Gonzales, 2002). Nas

panículas, as glumas apresentam coloração marrom quando na presença do fungo,

contribuindo para o complexo causador da mancha das glumas (Webster & Gunnell,

1992).

2.3.3 Etiologia

A mancha parda é causada por Bipolaris oryzae (Breda de Haan) Shoem.

[syn. Drechslera oryzae (Breda de Haan) Subr. & Jain e Helminthosporium oryzae

(Breda de Haan)], nome da fase assexual de Cochiliobolus miyabeanus (S. Ito &

Kurib.) Drechsler ex Datur, um ascomiceto da ordem Sphaeriales, família

Sphaeriaceae (Gali et al, 1980), a qual ainda não foi relatada em condições naturais

no Brasil.

8    

 

B. oryzae apresenta massa micelial de aspecto aveludado e escuro (Padwick,

1950) com os conídios levemente curvos, com 6 a 14 septos transversos, medindo em

largura e comprimento 11 a 17 µm e 35-170 µm, respectivamente mais largos no

centro e afilando-se para o ápice, sendo castanhos quando maduros; podendo essas

medidas variar de acordo com as condições de crescimento do fungo (Ou, 1985;

Mew & Gonzales, 2002).

B. oryzae apresenta alta variabilidade fenotípica quanto ao crescimento

micelial, esporulação, germinação, coloração das colônias, além de variações na sua

agressividade verificadas em ensaios de patogenicidade (Ou, 1985; Mew &

Gonzales, 2002; Farias, 2007; Kamal & Mia, 2009; Castell Miller & Samac., 2009;

Kumar et al., 2010).

2.3.4 Ciclo e epidemiologia da doença

2.3.4.1 Sobrevivência

A semente é o principal meio de sobrevivência do patógeno (Webster &

Gunnell, 1992). Na literatura há relatos de incidência de de até 92% de B. oryzae e

sua prevalência de até 98% nos lotes de sementes de arroz em diversas regiões

produtoras do Brasil (Soave et al., 1997; Franco et al., 2001; Farias et al., 2005;

Bayer et al., 2005; Malavolta et al., 2007). O inóculo na semente pode se manter

viável por vários anos em condições naturais de armazenamento, contribuindo para a

diminuição qualidade fisiológica da mesma (Ou, 1985; Corrêa, 2006).

O patógeno também sobrevive em restos culturais por umperíodo de dois a

três anos (Padwick, 1950; Ou, 1985). Diversas outras gramíneas também são

9    

 

hospedeiras de B. oryzae, o que sugere que podem servir de fonte de inóculo para as

epidemias (Webster & Gunnell, 1992).

2.3.4.2 Disseminação

A forma mais eficiente de disseminação de B. oryzae, principalmente a longas

distâncias, é por sementes infectadas (Padwick, 1950; Webster & Gunnell, 1992). O

patógeno na semente pode reduzira sua germinação e, consequentemente, a

densidade populacional devido a morte das plântulas (Malavolta et al., 2002; Farias,

2007)

A mancha parda é considerada uma doença policíclica. Sendo assim, a

esporulação do fungo, nas lesões presentes nas folhas, pode dar origem ao inóculo

secundário que é disseminado por vento e respingo da chuva para a mesma planta

doente ou outras plantas ao redor (Ocfemia, 1924; Bedendo & Prabhu, 2005;

Madden et al., 2007). Esporos de B. oryzae podem ser encontrados no ar acima do

dossel de plantas até seis meses após a colheita, no entanto, os picos de flutuação

ocorrem enquanto a lavoura ainda está no campo (Almaguer et al., 2011) e está

correlacionada ao progresso das epidemias de mancha parda (Picco & Rodolfi,

2002).

2.3.4.3 Infecção

Bipolaris oryzae pode infectar todas as partes da planta (Ocfemia, 1924).

Basicamente, o processo de infecção de um conídio de B. oryzae envolve a formação

de um tubo germinativo, apressório, peg de penetração e posterior formação das hifas

que colonizam as células da epiderme e do mesófilo foliar (Ou, 1985). A temperatura

favorável à infecção se situa no intervalo de 16 e 36ºC (Webster & Gunnel, 1992),

10    

 

com a temperatura ótima se situando na faixa de 25 a 32ºC, sob condições de duração

de molhamento da folha por mais de 16 horas, luminosidade baixa (6-15 µmol/m²/s)

e umidade relativa superior a 90% (Percich et al., 1997; Dallagnol et al., 2011).

Schickli & Percich (1984) em um estudo sobre os eventos iniciais do

processo de infecção observaram que a penetração ocorreu por meio do estômato

sem formação do apressório ou, mais frequentemente, diretamente pela epiderme.

2.3.4.4 Colonização e reprodução

Após a infecção, as células da epiderme, os espaços intercelulares do

mesófilo, as células do mesófilo e os feixes vasculares são colonizados pelas hifas de

B. oryzae. Nas lesões recém-formadas, as células vizinhas às que foram colonizadas

pelas hifas apresentam-se de coloração castanha com paredes celulares

desintegradas. As hifas crescem intercelularmente nas células menores da epiderme e

intracelularmente nas células buliformes e feixes vasculares (Tullis, 1935, citado por

Zanão, 2007).

Bipolaris oryzae é um fungo necrotrófico pois causa primeiramente a morte

da célula hospedeira para então utilizar seus nutrientes (Webster & Gunnel, 1992). A

colonização do fungo nos tecidos da planta está estreitamente relacionados à

produção de toxinas não específicas produzidas por B. Oryzae, e que se formam logo

quando da germinação do conídio, a Ofiobulina A e Ofiobulina B. Tais toxinas

forçam o desaparecimento do cloroplasto, amarelecendo as folhas, levando a

alteração do conteúdo protoplasmático e colapso celular (Xiao et al, 1991). Após

uma colonização bem sucedida, ocorre a emergência de hifas através da cutícula e

estômatos com a produção de conídios (Schickli & Percich, 1984).

11    

 

2.3.4.5 Progresso das epidemias no campo

Bipolaris oryzae pode esporular nas lesões em folhas formando conídios

(Schickli & Percich, 1984) que podem ser disseminados pelo vento e, havendo a

deposição do esporo sobre tecido hospedeiro sadio e condições favoráveis, ocorre a

infecção e colonização do fungo que origina novas lesões, e assim sucessivamente,

caracterizando uma doençapolicíclica (Ocfemia, 1924; Ou, 1985).

O progresso de doenças policíclicas no tempo e no espaço depende da

ocorrência de condições favoráveis para cada fase do ciclo da doença. Portanto, a

quantidade e viabilidade do inóculo presente no ar, a temperatura e duração do

período de molhamento das folhas, luminosidade, entre outros fatores, são decisivos

para a ocorrência e progresso das epidemias (Madden et al., 2007).

A presença do inóculo aéreo de fungos fitopatogênicos no período da

entressafra contribui para a manutenção do mesmo no campo, possivelmente em

função de sua capacidade de sobreviver em hospedeiros alternativos e restos culturais

no campo. Já no período da safra a flutuação do inóculo está relacionada às

condições favoráveis ao progresso da epidemia (Vale et al., 2004). Estudos de

aerobiologia de B. oryzae são raros na literatura. Por exemplo, Picco & Rodolfi.

(2002) relataram, na Itália, utilizando armadilha volumétrica de esporos automática,

que os sintomas de mancha parda no campo ocorreram após seis a sete dias após a

observação dos primeiros esporos de B. oryzae no ar e que a utilização de placas

contendo meio batata-dextrose-ágar mostrou-se ineficiente para a constatação da

presença de esporos do fungo.

No Estado do RS, as doenças do arroz parecem ser favorecidas em

semeaduras tardias, isso em função da alta pressão de inóculo ocorrente durante o

período reprodutivo da planta (SOSBAI, 2010). Problemas nutricionais do solo,

12    

 

como o potássio em baixo nível, favorecem epidemias de mancha parda, a medida

que esse nutriente têm importante influência na formação da parede celular (Gomes

& Magalhães Jr., 2004).

2.3.5 Manejo e controle da mancha parda do arroz

Existem vários métodos que podem ser empregados no controle da mancha

parda (Ou, 1985). No RS, o uso de cultivares resistentes e a semeadura na época

recomendada são medidas utilizadas para o manejo da doença, (Maciel et al., 2005;

Funck & Kempf., 2008; Grohs et al., 2010). O sistema de semeadura direta também é

recomendável pois, nesse sistema, o solo é revolvido logo após a colheita, com a

incorporação dos restos culturais, o que acelera o processo de decomposição e

diminui a viabilidade do inóculo (SOSBAI, 2010).

O tratamento químico de sementes tem se mostrado eficiente, dependendo do

sistema de manejo adotado pelo produtor, o fungicida tem efeito no estabelecimento

inicial da cultura devido à sua ação sobre B. oryzae, o qual é citado como o principal

agente deletério para a emergência e formação da plântula na cultura do arroz

(Prabhu & Vieira, 1989; Malavolta et al., 2002; Van Nghiep & Gaur, 2005;

SOSBAI, 2010).

O uso de fungicidas na parte aérea pode ser uma medida eficiente no controle

das doenças foliares do arroz irrigado, mas que varia conforme o produto utilizado

(Balardin, 1999). Estudos têm indicado que os maiores retornos em produtividade em

função da redução de doenças são obtidos quando se aplicam misturas de triazóis e

estrobilurinas em situações de moderada favorabilidade ambiental em cultivares de

maior produtividade (Dallagnol et al., 2006; Silva Filho et al., 2009). Em se tratando

especificamente de mancha parda, a aplicação de fungicida pode resultar em melhor

13    

 

qualidade dos grãos após o beneficiamento, porém é mais justificado em áreas com

histórico da doença e maior favorabilidade ambiental (Ottoni et al., 2000).

Na literatura, vários trabalhos sugerem que o desbalanço nutricional

predispõe a planta à infecção pelo fungo (Ahn & Suh, 2007; Zanão, 2007; Zanão et

al., 2009). O uso de minerais para o controle da doença tem sido amplamente testado

e, até agora, os minerais silício e manganês tem se mostrado mais eficientes no

controle da doença, através do aumento no acúmulo de compostos fenólicos solúveis

e lignina nas folhas, ampliando em 9 horas o período de incubação da doença e

reduzindo até 96% da severidade da doença (Zanão, 2007; Zanão et al., 2009;

Dallagnol et al., 2009).

Outros métodos como o controle biológico também têm mostrado resultados

promissores. Abdel-Fattah et al. (2007) testaram Trichoderma harzianum no

biocontrole da mancha parda em condições de campo e in vitro e constataram que T.

harzianum reduziuo crescimento micelial de B. oryzae, a severidade da doença, e

aumentou produtividade. Ludwig et al. (2009) relataram que na utilização de

isolados bacterianos para o controle da mancha parda, em ensaios envolvendo

inoculação da parte aérea ou por microbiolização de sementes, houve redução na

severidade da doença de 74 e 86%, respectivamente.

2.3.6 Inóculo na semente: implicações epidemiológicas

O conhecimento da epidemiologia de doenças transmitidas por sementes é

importante, dentre vários objetivos, para subsidiar a definição de estratégias de

manejo das doenças a campo. Práticas de manejo realizadas durante os processos de

produção, colheita, armazenamento e beneficiamento de sementes são determinantes

para os níveis de inóculo na semente. A literatura é pródiga em relatos de estudos

14    

 

que visaram elucidar os efeitos desses fatores na dinâmica do inóculo em sementes e

seus impactos na produção de diversas culturas agrícolas (McGee, 1995).

Para fungos que infectam sementes, a disponibilidade do inóculo e o

momento da infecção no campo têm influência direta na incidência de fungos nas

sementes, fatores que por sua vez são influenciados por condições de ambiente e

manejo da cultura (McGee, 1995). Para B. oryzae, Farias (2007) relatou que a maior

incidência do fungo em sementes ocorreu em plantas inoculadas artificialmente no

estádios de emborrachamento e floração. Por outro lado, a autora observou menor

incidência do fungo nas sementes de plantas no estágio de grão leitoso.

A concentração e a localização do inóculo na semente devem ser levadas em

consideração nas avaliações da transmissão do patógeno semente-plântula e na

dinâmica da doença a campo, pois influenciam, junto com o ambiente, diretamente

nesses processos. Além disso, a semeadura de sementes infectadas pode distribuir o

inóculo de maneira aleatória no campo, ampliando as possibilidades de dispersão do

patógeno e estabelecimento da epidemia na área de produção (Dhingra, 2005).

A análise conjunta dos elementos que influenciam a dinâmica do inóculo nos

campos de produção de sementes durante o desenvolvimento da cultura é necessária

para a avaliação dos fatores de risco na produção (Zambolin et al., 2005). Fatores

ambientais como a precipitação pluvial durante a fase de enchimento de grãos podem

ser úteis na construção de modelos para o zoneamento e previsão de risco do

patógeno em áreas de produção de sementes (Shah & Bergstrom, 2002).

Mediante a importância do inóculo primário em sementes infectadas com B.

oryzae, esse deve ser levado em consideração no manejo da doença (Corrêa, 2006).

O inóculo primário na semente pode prejudicar o estabelecimento inicial da cultura

(Padwick, 1950; Prabhu & Vieira, 1989; Malavolta et al., 2002). No entanto, o

15    

 

tratamento químico de sementes tem se mostrado como medida eficiente no controle

de B. oryzae (Prabhu & Vieira, 1989; Van Nghiep & Gaur, 2005; Corrêa, 2006;

SOSBAI, 2010).

2.3.7 Quantificação da severidade de doenças em plantas

A eficácia de programas de manejo de doenças depende, em parte, da

qualidade das avaliações de intensidade da doença, que devem estar baseadas em

métodos apropriados e validados para cada caso. No caso de doenças que causam

lesões no limbo foliar, a severidade, que é a proporção da área da folha coberta com

lesões, é uma das medidas mais importantes a ser obtida. Em outras situações, ou

mesmo para lesões foliares, a incidência, que, nesse caso, é a proporção de folhas

doentes em uma amostra, também pode ser utilizada, principalmente nos estádios

iniciais de desenvolvimento das epidemias. No entanto, a incidência não permite

quantificar o real impacto da doença uma vez que a severidade pode variar

grandemente em uma mesma folha com a incidência da doença (Vale et al., 2004;

Madden et al., 2007).

A quantificação da severidade de doenças em plantas pode ser feita por

diferentes métodos, sendo as estimativas visuais o mais comumente utilizado (Bock

et al., 2010). Outras formas envolvem a análise de imagens hiperespectrais

(principalmente por imagens obtidas por satélite) e análise de imagens ou fotografias

(espectro visível) (Madden et al., 2007; Bock et al., 2010). O sensoriamento remoto,

em imagens obtidas a partir de satélites, tem sido testado como método para estimar

indiretamente a severidade de doenças em grandes áreas. A determinação da

severidade a partir de imagens de folhas doentes com o uso de softwares são mais

utilizados em trabalhos de pesquisa onde o interesse é determinar a severidade “real”

16    

 

ou em situações práticas onde o método se torna viável de execução (Bock et al.,

2010).

Estimativas visuais de severidade podem ser feitas sem auxílio, ou seja,

apenas com base na experiência do avaliador, ou com auxílio de ilustrações ou

diagramas de uma folha doente que representam determinados níveis de severidade,

os quais permitem a um avaliador ter um padrão de comparação e assim, por

interpolação e aproximação, fazer uma estimativa mais acurada da severidade (Bock

et al., 2010). Quando o conjunto de diagramas é baseado em uma escala percentual

de severidade, é comumente chamada de escala diagramática (Sposito et al., 2004;

Godoy et al, 2006, Salgado et al., 2009; Lenz et al., 2011). A utilização de escalas

diagramáticas ou outros tipos de diagramas de área padrão na estimativa visual de

severidade se justifica pela variação que existe entre diferentes avaliadores e para um

mesmo avaliador, inerente a qualquer processo de avaliação através da visão humana

(Goldstein, 1989).

2.3.7.1 Diagramas de severidade: construção e validação

Os diagramas de uma área padronizada de severidade são ilustrações de um

órgão da planta exibindo um determinado valor de severidade (James, 1971).

Idealmente, um diagrama de severidade deve representar com realismo os padrões de

sintomas observados a campo, o que pode ser obtido com uma representatividade

amostral adequada do tamanho das folhas, nível de severidade, tamanho das lesões,

padrão espacial na folha, etc., o que é bastante específico em determinadas doenças

ou mesmo nas condições em que a doença ocorre em uma região (Madden et al.,

2007).

17    

 

Atualmente, a severidade real é usualmente determinada por análise digital,

por se dispor de equipamentos e programas computacionais que permite sua

determinação de maneira bastante simplificada. De maneira geral, a folha ou outro

órgão da planta é digitalizada, através de escâner ou câmera fotográfica digital, e

analisada em softwares de análise de imagem seguindo um processo de seleção e

separação de área sadia e área doente da parte da planta (Bock et al., 2010).

Diagramas padrão de severidade foram desenvolvidos desde os primórdios da

fitopatologia enquanto ciência. Segundo Bock et al. (2010), a escala de Cobb,

publicada em 1892, pode ser considerada a primeira escala diagramática utilizada e,

desde então, diversos outros trabalhos foram publicados ao longo dos anos. Na

década de 70, já com o uso de um escâner computadorizado, James (1971) criou o

primeiro material unindo diversas representações de diagramas de área padrão, com a

recomendação de que o avaliador deveria usa-los como um guia a fim de fornecer

uma melhor estimativa de área coberta em percentual.

A partir da década de 1990, houve um maior interesse no uso dos diagramas,

especialmente em relação a sua utilidade para padronizar estimativas e assim permitir

maior acurácia, repetibilidade e reprodutibilidade das estimativas por avaliadores

tanto inexperientes como experientes (Nutter et al., 1993). A esse processo é dado o

nome de validação, que consiste em avaliar se um método pode ser recomendado

para ampla adoção. Na área de fitopatologia, normalmente, a validação de uma

escala diagramática consiste em avaliar a acurácia e precisão das estimativas feitas

por um grupo de avaliadores, normalmente inexperientes na avaliação de

determinada doença (Bock et al., 2010).

De modo geral, um sistema de quantificação de doença de sucesso deve

propiciar resultados acurados, precisos, reprodutíveis e repetíveis. Nesse sentido,

18    

 

acurácia se refere à proximidade de uma estimativa a um valor real da intensidade da

doença avaliada; precisão, variação associada com uma estimativa; reprodutibilidade

(ou confiabilidade inter-avaliador) refere-se à ausência de variação em estimativas

quando a mesma amostra de doença é avaliada por outro avaliador; e repetibilidade

(ou confiabilidade intra-avaliador), que se refere a quanto similar são duas

estimativas executadas sobre as mesmas condições, mas em tempos diferentes, por

um mesmo avaliador (Campbell & Madden, 1990; Bock et al., 2010).

Diferentes metodologias vêm sendo usadas para avaliar cada uma dessas

características nos estudos fitopatológicos. A reprodutibilidade é normalmente

avaliada pelo coeficiente de correlação de Pearson ou o coeficiente de determinação

da regressão, entre as estimativas realizadas por cada avaliador, em confrontos

individuais entre pares de avaliadores (Gomes et al., 2004; Barguil et al., 2008). Já a

repetibilidade é avaliada pelos mesmos métodos, só que das estimativas executadas

por um mesmo avaliador em diferentes tempos, normalmente em duas avaliações

(Barguil et al., 2008; Capucho et al., 2011).

Quanto à acurácia e precisão das estimativas, a maior parte dos trabalhos

utiliza a regressão linear para a sua análise (Noronha, 2002; Gomes et al., 2004;

Spósito et al., 2004; Nascimento et al., 2005; Barguil et al., 2008; Deschamps et al.,

2008; Salgado et al., 2009; Lenz et al., 2010; Pedroso et al., 2011). Em tais estudos,

os coeficientes linear (a) e angular (b) da reta de regressão entre os valores estimados

e reais são interpretados como indicadores de acurácia das estimativas, onde a

máxima acurácia é obtida quando a=0 e b=1, o que equivale a igualdade entre os

valores estimados e reais. Essas igualdades são testadas por um teste-t (H0: a=0; H0:

b=1) e o número de significâncias observadas nas avaliações sem escala são

comparadas as avaliações com escala a fim de se observar o impacto da utilização da

19    

 

escala no incremento da acurácia. Já a precisão é determinada com base no

coeficiente de determinação da regressão (R²) (Vale et al., 2004).

Mais recentemente, outras metodologias de análise têm sido sugeridas para a

avaliação da acurácia e precisão, como a análise de concordância (Madden et al.,

2007; Bock et al., 2010). O coeficiente de correlação de concordância (Lin’s CCC)

(Lin, 1989), foi utilizado em alguns estudos de avaliação da acurácia e precisão de

estimativas com ou sem auxílio de escalas diagramáticas (Nita et al., 2003; Spolti et

al., 2011; Capucho et al., 2011). A vantagem de tal metodologia, segundo Madden et

al. (2007), é a facilidade da interpretação por considerar acurácia e precisão em um

único coeficiente (ρc), enquanto que a regressão linear pode induzir a rejeição de

modelos de regressão pertinentes devido a incongruências que podem ocorrer em

algumas situações pela análise separada da significância dos parâmetros da acurácia

(a e b) e precisão (R²).

Para a mancha parda do arroz, existem quatro métodos para a estimativa de

severidade, sendo que dois deles consistem em uma escala ordinal de notas de

severidade, muito difundida ao redor do mundo, em que nove notas são descritas

para intervalos percentuais de severidade (IRRI, 1996; CIAT, 1983). Duas escalas

diagramáticas foram encontradas na literatura para a mancha parda (Azevedo, 1998;

Lenz et al. 2010). No entanto, somente a escala de Lenz et al. (2010) foi validada

quanto a acurácia e precisão utilizando-se o método da regressão linear e sem avaliar

quanto a reprodutibilidade e repetibilidade das estimativas.

2.3.7.2 Contagem e análise digital de lesões

A análise digital de imagens, desde folhas e outros órgãos de plantas até

imagens de satélites obtidas por sensoriamento remoto, tem sido amplamente

20    

 

utilizada na fitopatologia (Nilsson, 1995). A análise digital de lesões de doenças em

folhas e outros órgãos de plantas é realizada, na maior parte dos casos, para a

quantificação da severidade da doença, através da utilização de diversos softwares

específicos para tal análise (Bock et al., 2010). Ainda assim, tais softwares, como o

ASSESS 2.0, por exemplo, possuem diversas outras ferramentas úteis para estudos

epidemiológicos, como a contagem do número de lesões, área das lesões, aplicação

de coordenadas às lesões, entre outras possibilidades.

Atualmente, vários trabalhos utilizam dados de contagem de lesões e de

severidade para o estudo da sua relação e desenvolvimento de modelos de predição

de uma dessas variáveis com base na outra ou mesmo para indicar qual a medida

mais apropriada ou viável para cada situação (Ojiambo & Sherm, 2006; Suffert &

Montfort, 2008). A justificativa deve-se ao fato de que a contagem de lesões é mais

acurada para a estimativa visual do que a severidade que envolve subjetividade. No

entanto, a contagem de lesões pode ser mais trabalhosa e demorada, o que limita sua

aplicação em estudos de campo com grande número de amostras (Tucker &

Chakraborty, 1997).

É possível, também, avaliar o padrão espacial de lesões de doença no limbo

foliar ou outros órgãos da planta. Em um estudo com a ferrugem do trigo (Puccinia

triticina), Pires et al. (2009) através da contagem e localização espacial da lesão em

folhas coletadas em diferentes tempos da epidemia, utilizou um método de análise

espacial baseado na distância entre as unidades. Os autores observaram uma

mudança no padrão espacial, de aleatório para agregado a medida que a epidemia

avançou no tempo, possivelmente em função de eventos de auto infecção.

As aplicações desse tipo de trabalho vão desde inferências sobre mecanismos

de dispersão dos patógenos, aprimoramento de táticas de controle da doença, além da

21    

 

aplicação em trabalhos mais específicos como, por exemplo, a construção de escalas

diagramáticas (Pires et al., 2009; Bock et al., 2011).

Para a mancha parda, Dallagnol et al. (2009), estudando o efeito de silício na

resistência de plantas de arroz à doença, observaram a presença de coalescência dos

halos das lesões para as folhas com os maiores valores de severidades, especialmente

naqueles dos tratamento testemunha, com severidades mais altas. Além disso, os

autores verificaram que área das lesões e a área ocupada pelo halo variaram em

função do genótipo de arroz.

   

3 MATERIAIS E MÉTODOS

3.1 Estudo 1: Efeito da incidência de Bipolaris oryzae em sementes no

estande, na epidemia e na produtividade do arroz irrigado.

A presença do inóculo de B. oryzae em níveis crescentes de incidência em

sementes foi avaliada por meio da quantificação do estande de plântulas, da

incidência e severidade de mancha parda na folha. Ademais foi quantificada a

produtividade do arroz irrigado e a incidência de B. oryzae nas sementes produzidas

nos tratamentos.

3.1.1 Locais dos experimentos e dados meteorológicos

Os experimentos de campo foram conduzidos nas safras 2008/09 (ano de

colheita 2009), 2009/10 (2010) e 2010/11 (2011) na Estação Experimental

Agronômica do Instituto Rio Grandense do Arroz (EEA-IRGA) (110 ha), localizada

no município de Cachoeirinha, RS (29°56’53’’S; 51°07’08’’O) e na Estação

Experimental da Universidade da Região da Campanha (EEA-URCAMP) (≈2 ha),

em Bagé, RS (31°17’15’’S; 53°58’57’’O). Na estação em Cachoeirinha, a área tem

longo histórico de cultivo de arroz (+ de 60 anos), enquanto que na estação em Bagé,

o cultivo iniciou no ano de 2007.

Dados meteorológicos de Cachoeirinha foram coletados em uma estação

automática localizada na EEA-IRGA. Para Bagé, os dados meteorológicos foram

23    

 

coletados em um posto meteorológico na área da sede da Embrapa Pecuária Sul

(31°28’32’’S; 54°08’19’’) distante 25 km do local do experimento. Para ambos os

locais, foram obtidos dados de temperatura (máxima e mínima, ºC) e pluviosidade

(mm) na escala diária.

3.1.2 Características dos ensaios e delineamento experimental

Para cada safra e local, os ensaios foram instalados em pelo menos duas

épocas de semeadura, com exceção de Cachoeirinha, safra de 2010/11, onde foi

instalado apenas um ensaio (Tabela 1). No total, foram conduzidos onze ensaios. As

datas de semeadura foram classificadas em antecipada, preferencial e tardia de

acordo com o zoneamento agroclimático do arroz para o RS (Steinmetz & Braga,

2001) (Tabela 1).

TABELA 1. Características dos ensaios experimentais para avaliação do efeito de

concentrações de inóculo de Bipolaris oryzae nas epidemias de mancha parda do arroz irrigado.

Código do ensaio

Local¹ Ano de colheita

Data de semeadura

Época2 Data da colheita

BA09-3A BA 2009 21/11/08 3 18/03/09 BA09-3B 19/12/08 3 30/04/09 BA10-2 2010 30/10/09 2 05/04/10 BA10-3 14/12/09 3 25/05/10 BA11-2 2011 28/10/10 2 28/04/11 BA11-3 23/11/10 3 10/05/11 CA09-3A CA 2009 21/11/08 3 16/04/09 CA09-3B 20/12/08 3 27/04/09 CA10-2 2010 29/10/09 2 19/03/10 CA10-3 08/12/09 3 03/05/10 CA11-1 2011 17/09/10 1 10/03/11 1 Município onde foi conduzido o experimento: Bagé (BA) e Cachoeirinha (CA); 2 Épocas de semeadura de acordo com Steinmetz & Braga (2001): antecipada (1), preferencial (2) e tardia (3) para Bagé e Cachoeirinha.

24    

 

A maioria dos experimentos foram instalados nas épocas mais tardias de

plantio, justamente por ser a época de maior predisposição à doenças da cultura

(SOSBAI, 2010). Em Bagé, ensaios conduzidos em uma mesma safra foram

instalados em áreas adjacentes. Em Cachoeirinha, os ensaios de uma mesma safra

foram instalados em áreas não adjacentes na Estação Experimental do Instituto Rio

Grandense do Arroz (IRGA) (Figura 1).

FIGURA 1. Locais dos experimentos instalados na Estação Experimental Agronômica do Instituto Rio Grandense do Arroz (A), em Cachoerinha, e na Estação Experimental da URCAMP (B), em Bagé, nas safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11; escala válida apenas para o mapa do RS; pontos de visão de 1,5 km de altura para cada imagem aérea, ensaios em Cachoeirinha são CA09-3A (A-1), CA09-3B (2), CA10-2 (3), CA10-3 (4) e CA11-1 (5), ensaios em Cachoeirinha na safra 2008/09 e 2009/10 espaçados em 500m e 750m, respectivamente; ensaios em Bagé instalados lado a lado em um mesmo local (B-1); imagens aéreas adaptadas de Google Earth. Disponível em: http//google.com/intl/pt. Acesso em 25 ago 2011.

25    

 

O delineamento experimental para cada ensaio foi casualizado em blocos com

quatro repetições. As parcelas experimentais, espaçadas em 0,5 m, apresentavam-se

com 5 m de comprimento e 1,7 m de largura, com 10 linhas espaçadas em 0,17 m,

totalizando 8,5 m2 de área. Os tratos culturais (adubação, tratos fitossanitários, etc.)

foram realizados conforme as indicações da Comissão Técnica Sul - Brasileira de

Arroz Irrigado (CTAR-I), porém sem a aplicação de fungicidas para o controle de

doenças.

3.1.3 Níveis de incidência de B. oryzae na semente

A cultivar utilizada nos experimentos foi a IRGA 424, uma das mais

semeadas no RS. Os tratamentos consistiram de incidência crescente de B. oryzae

inoculado artificialmente nas sementes: 1, 3, 6, 12, 24 e 48 %. As sementes foram

inoculadas com o isolado de B. Oryzae (Biofit 124), comprovadamente patogênico, e

pertencente à micoteca do Laboratório de Fungos Fitopatogênicos do Departamento

de Fitossanidade, FAEM/UFPEL. Os lotes com diferentes níveis de incidência foram

obtidos pela mistura de um lote de sementes inoculadas artificialmente por contato

das sementes com a colônia fúngica cultivadas sob condições de restrição hídrica do

substrato a 0,6 MPa (Farias et al., 2010), com um lote “limpo”, ou seja, um lote

previamente analisado segundo as RAS (Brasil, 2009) e contendo níveis traços de

incidência (<0.5%). Para cada ano, as sementes utilizadas foram sempre provenientes

da safra anterior e com germinação superior 80%, seguindo a metodologia proposta

pela Regra para a análise de sementes (Brasil, 2009). Após a obtenção de níveis de

incidência previamente mencionada, as sementes foram analisadas novamente pelo

método do substrato de papel para a verificação do nível final de incidência.

26    

 

3.1.4 Avaliações e variáveis obtidas

3.1.4.1 Estande, incidência e severidade foliar da mancha parda

A avaliação do estande de plantas foi realizada no estádio V3/V4 (Counce et

al., 2000) por ocasião do início da irrigação. O estande foi avaliado quanto ao

número de plantas em uma área de 0,5 m2, obtido pelo somatório do número de

plantas em duas áreas de 0,25 m2 selecionadas aleatoriamente dentro de cada parcela

(Figura 2-A).

A incidência foliar da mancha parda foi avaliada semanalmente a partir do

surgimento dos primeiros sintomas e em intervalos fixos de sete dias até início dos

primeiros sintomas na folha bandeira. Nessas avaliações, dez perfilhos foram

escolhidos aleatoriamente por parcela e anotou-se, em cada perfilho, o número de

folhas (iniciando-se pelas folhas mais baixas do perfilho) com presença/ausência de

sintomas (Figura 2-B), ou seja, pequenas pontuações necróticas de coloração parda

com halo amarelado, típicas da doença. Curvas de progresso da incidência em função

do tempo foram plotadas com os dados das avaliações semanais.

FIGURA 2. Desenho da amostragem para as avaliações do estande (A), incidência foliar (B) e severidade de mancha parda em folhas-bandeira (C) causada por Bipolaris oryzae realizadas nos ensaios em Bagé e Cachoeirinha, durante as safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11.

27    

 

Após a detecção dos primeiros sintomas de mancha parda na folha bandeira

foram realizadas avaliações de severidade (percentual de área de limbo foliar com

manchas necróticas) da doença na folha bandeira de 12 plantas marcadas e

posicionadas sistematicamente dentro de cada parcela, de modo a abranger o melhor

possível a área da parcela (Figura 2-C). As severidades das folhas foram realizadas

por diferentes avaliadores ao longo das safras e, para a padronização das estimativas,

houve auxílio das escalas propostas no estudo 3 desse trabalho. A avaliação de

severidade prosseguiu-se até a colheita do experimento em intervalos de 7±2 dias.

Curvas de progresso da severidade foram plotadas com os dados das avaliações

temporais.

3.1.4.2 Produtividade e análises em pós-colheita

Para a determinação da produtividade, a colheita, em Cachoeirinha, foi

realizada com colhedora modelo DB200 (Shouguang Longchang Machinery®), em

toda a área da parcela. Em Bagé, a colheita dos ensaios foi manual e em 4m2 dentro

da parcela. Para ambos locais a umidade foi determinada através do medidor de

umidade universal do modelo Multi-grain (Dichey-john®). A produtividade foi

transformada em ton.ha-1 para a análise dos dados e a umidade ajustada a 13% b.u.

Para a análise de incidência de B. oryzae nos grãos, amostras de 200 grãos,

coletadas de cada unidade experimental, foram dispostas em recipientes gerbox (25

grãos por recipiente) sobre duas folhas de papel mata borrão umedecido com água

destilada autoclavada. Os recipientes foram colocados em câmara de incubação, à

temperatura de 23±2 ºC, em regime de luz alternada (12 h de luz e 12 h de escuro),

por um período de sete dias (Brasil, 2009). A identificação de B. oryzae nas amostras

foi com base nas características típicas do esporo (Alcorn, 1988), com auxílio de lupa

28    

 

estereoscópica com 140X de aumento e, quando necessário, microscópio ótico. Os

resultados foram expressos em percentual.

3.1.4.3 Número de ensaios e avaliações

O número de ensaios avaliados foi diferente para as variáveis observadas. O

estande, plântulas, foi avaliado em oito ensaios, sendo quatro em Bagé e quatro em

Cachoeirinha (Tabela 2).

TABELA 2. Características e número de avaliações para variáveis relacionadas ao estabelecimento da cultura, intensidade de epidemias de mancha parda e produtividade em ensaios para a avaliação do efeito de níveis de Bipolaris oryzae nas sementes.

Cód. Ensaio Local1 Ano de colheita

Data de semeadura

(ES)2

Número de avaliações por variável3

EST INC SEV PROD INCBO

BA09-3A BA 2009 21/11/08 (3) 0 0 3 1 0 BA09-3B BA 2009 19/12/08 (3) 0 0 3 1 0 BA10-2 BA 2010 30/10/09 (2) 1 2 5 1 1 BA10-3 BA 2010 14/12/09 (3) 1 4 4 1 1 BA11-2 BA 2011 28/10/10 (2) 1 0 4 1 1 BA11-3 BA 2011 23/11/10 (3) 1 0 3 1 1 CA09-3A CA 2009 21/11/08 (3) 1 0 3 1 1 CA09-3B CA 2009 20/12/08 (3) 1 0 3 1 1 CA10-2 CA 2010 29/10/09 (2) 1 6 3 1 1 CA10-3 CA 2010 08/12/09 (3) 0 0 4 1 1 CA11-1 CA 2011 17/09/10 (1) 1 0 3 1 1 1 Local: Bagé (BA) e Cachoeirinha (CA); 2 Datas de semeadura e épocas de semeadura (ES) classificadas em antecipada (1), preferencial (2) e tardia (3) (Steinmetz & Braga, 2001);

3 Variáveis observadas: estande de plantas (EST), incidência foliar da doença (INC), severidade da doença (SEV), produtividade (PROD) e incidência de B. oryzae nos grãos colhidos (INCBO).

Avaliações temporais de incidência foliar de mancha parda em estádios

vegetativos foram realizadas em três ensaios: dois em Bagé e um em Cachoeirinha,

ambos na safra 2009/10. A severidade da mancha parda e a produtividade da cultura

29    

 

foram avaliadas em todos os ensaios. Por fim, a incidência do patógeno nas sementes

produzidas nas parcelas dos tratamentos foi avaliada em nove ensaios.

3.1.5 Análise dos dados

Foram ajustados modelos lineares generalizados (MLG) para avaliar a

influência do nível de inóculo na semente sobre as variáveis: estande (EST),

incidência mínima (INCmín), incidência máxima (INCmáx), severidade final (SEVmáx),

produtividade do arroz (PROD) e de incidência de B. oryzae em sementes (INCBO).

Pela natureza contínua dos níveis do fator do tratamento (incidência de B.

oryzae nas sementes), para cada ensaio, foram estimados os parâmetros de modelos

lineares (coeficiente linear = β0; coeficiente angular = β1) para cada tipo de variável

resposta (Bezerra Neto et al, 2002; Bertoldo et al., 2008). Assim, o modelo geral

para cada ensaio em particular, é representado por:

f(yijk) = β0 + β1 x+ γj + ε ij

Em que yijk representa a variável resposta observada no tratamento “i”, bloco

“j” e nível de inóculo “k”; f, a função de ligação, “β0” é o intercepto do modelo

(estimativa da variável resposta transformada para o nível zero de infecção) e “β1” o

coeficiente angular do modelo linear (taxa de variação da variável resposta

transformada em resposta à variação de x) e γj o efeito de bloco j, e ε ij erro

experimental associado a cada observação.

As evidências do efeito do nível de inóculo de B. oryzae em sementes sobre

cada variável resposta, em cada ensaio, foram quantificadas pelo nível de

significância nominal (valor p) de um teste-t unilateral sobre β1 (H0: β1=0). A

justificativa para o uso do teste unilateral é que se espera, a priori, β1 positivo, para

30    

 

os casos das avaliações EST e PROD, ou negativo, para os casos INCmín, INCmáx,

SEVmáx e INCBO.

Nos MLGs, para cada variável foram consideradas distribuições de

probabilidade e funções de ligação de acordo com a natureza dos dados (Cerrito,

2005). Devido ao grande número de unidades avaliadas nas duas variáveis de INC e

em INCBO, para essas foi considerada uma aproximação normal. Para EST, utilizou-

se a distribuição de Poisson por se tratarem de dados de contagem (Madden et al.,

2007). Para PROD, variável contínua, assumiu-se comportamento normal.

Para SEV, utilizou-se um modelo recomendado para variáveis que

representam proporções, no caso a razão entre área doente e área sadia. Essas

distribuições possuem uma característica que é comum à distribuição Binomial: os

valores são restritos ao intervalo entre 0 e 1. No entanto, devem ser modificadas pela

especificação de um parâmetro aleatório Ø, que indique a superdispersão dos dados

(SAS, 2006). Portanto, para esse caso, a distribuição adotada é a binomial com

função de ligação logito, função de ligação padrão da distribuição binomial

(McCullagh & Nelder, 1989).

Em análises preliminares (dados não apresentados) para avaliação da

adequação dos modelos propostos foi considerado o coeficiente de correlação de

Pearson (r) entre valores observados e preditos (que variou de 0,71 à 0,91, sendo para

todos os caso p<0,01), a análise gráfica dos resíduos de Pearson (painéis de Pearson)

e os níveis de significância nominais derivados dos testes de hipótese dos parâmetros

dos MLG (p<0,01 para todos os casos). Assim, concluiu-se que os modelos

propostos para as análises eram adequados.

Para as variáveis resposta nas quais foi constatado efeito do nível de inóculo

nas sementes em pelo menos um ensaio, os efeitos de local e época de semeadura

31    

 

foram investigados utilizando apenas uma análise descritiva dos coeficientes ß0 e ß1

dos modelos lineares ajustados; para as variáveis nas quais não houve influência do

tratamento, foram consideradas as médias dos ensaios. Optou-se pela análise

descritiva porque o número de ambientes (combinações local × ano), para a maioria

das variáveis resposta, é considerado insuficiente para que esse fator seja

considerado aleatório num modelo misto (Stroup & Mulitze, 1991 – citado por

O´Donavan et al., 2011). Todas as análises foram realizadas utilizando o

procedimento GLIMMIX (GLIMMIX Procedure) do software estatístico

SAS/STAT®(SAS, 2006).

 

3.2. Estudo 2: Análise digital de lesões de mancha parda nas folhas de

arroz

3.2.1 Amostragem de folhas sintomáticas

Durante visitas de inspeção em parcelas de experimentos conduzidos na

EEA-IRGA ao longo da safra 2009/10, entre os meses de dezembro a fevereiro,

foram coletadas 350 folhas bandeiras de diversas cultivares. A coleta de folhas

sintomáticas, com variado nível de severidade, foi feita de maneira aleatória no

momento em que as plantas haviam emitido a folha bandeira. Logo que colhidas, as

folhas foram armazenadas em garrafas plásticas contendo uma lâmina de 10 cm de

água no seu interior para preservar a integridade da folha, evitando-se o enrolamento

da mesma, para posterior análise no laboratório.

32    

 

3.2.2 Digitalização e preparo das imagens

As folhas foram digitalizadas com auxílio de escâner (HP®, modelo ScanJet

2400) em até 10 horas após as coletas na resolução de 300 d.p.i. (dots per inch =

pontos por polegada quadrada). Cada folha digitalizada foi armazenada como

arquivo de imagem com extensão JPG. Posteriormente, cada folha foi editada no

programa Fireworks MX versão 6.0 (Macromedia®) para preparar a imagem para a

análise da severidade da doença. Primeiramente, a área da imagem que não

representava a folha foi colorida de azul e, na sequencia, retoques foram feitos na

área foliar visando eliminar injúrias ou outras lesões, orifícios dentre outros,

preservando-se as lesões de mancha parda, as quais não foram retocadas ou pintadas.

3.2.3 Comprimento das folhas

O comprimento de cada folha foi mensurado pela comparação da imagem da

folha com a imagem de uma régua milimétrica, digitalizada na mesma resolução

(300 d.p.i.). Os dados foram sumarizados em média e distribuição de frequência.

3.2.4 Análise digital da severidade

Após retoque inicial na área da folha não afetada pela mancha parda, as

imagens foram analisadas no programa de computador Assess 2.0 (Software de

Análise de Imagem da Plant Disease Quantification St. Paul, MN, USA, APS, 2008)

para a determinação da severidade da mancha parda, no caso, o percentual de área da

folha ocupada por lesões (necrose + halo). O processo de análise constou da abertura

da imagem com fundo em azul (Figura 3-A) e, por meio do comando LEAF, o

reconhecimento automático e a estimativa da área total da folha, em pixels (Figura 3-

B). Posteriormente, acionando-se o comando LESION, identificou-se de maneira

33    

 

automática ou com ajustes manuais, quando necessário, as áreas necrosadas que são

coloridas automaticamente de branco, cujo somatório da área selecionada, em pixels,

representa a área de lesões (Figura 3-C). A razão entre a área lesionada e a área total

equivale à proporção de tecido sintomático, ou severidade, que é calculada

automaticamente no programa. A quantificação da severidade foi realizada para todo

o conjunto amostral de 350 folhas.

FIGURA 3. Processamento sequencial de uma imagem de uma folha de arroz com lesões de mancha parda (A) no Assess 2.0, com as etapas de seleção da área total da folha (B), seleção da área com lesões (C) e identificação de cada lesão para a contagem do número total de lesões (D).

3.2.5 Número de lesões por folha e área de lesões individuais

Da amostra de 350 imagens de folhas analisadas foi selecionado um

subconjunto de 100 imagens, em que se incluíram todas as imagens com mais de 8%

de severidade (24 folhas) e o restante abaixo de 8%, selecionadas de acordo com a

frequência de severidade na amostra inicial.

A   B   C   D  

34    

 

Após a seleção, a contagem do número de lesões por folha e a estimativa da

área de cada lesão foram realizadas no Assess 2.0, por meio do comando COUNT

que identifica e numera cada lesão (Figura 3-D) e determina a sua área em mm².

Com os dados de número de lesões por folha e severidade na mesma folha, foi

estudada a relação entre essas duas variáveis por meio da regressão linear, tendo-se o

número de lesões como variável independente e a severidade a variável dependente.

3.2.6 Padrão espacial das lesões no limbo foliar

O padrão espacial das lesões nas folhas foi determinado no mesmo

subconjunto de 100 folhas, mencionadas no item 3.2.5. A análise foi feita com base

no número de lesões em subáreas de 1 cm2 da folha definidas de maneira sistemática.

Para tal, foi criada uma imagem transparente contendo 15 quadriláteros de 1 cm2,

numerados de 1 a 15 e ordenados verticalmente do ápice até a base da folha, na

mesma resolução das imagens (300 d.p.i.). No programa Fireworks, a imagem dos

quadriláteros foi posicionada sobre a extensão de cada folha, sempre na porção

central da folha (Figura 4). O número de lesões dentro de cada quadrilátero foi

contado visualmente por um mesmo avaliador, sendo anotados o número do

quadrilátero e o número de lesões dentro do mesmo. As lesões foram consideradas

como pertencentes a um determinado quadrilátero quando a maior porção da lesão

posicionava-se dentro do quadrilátero.

Dois métodos de análise espacial foram utilizados. O primeiro baseia-se na

razão variância/média, também chamado de índice de dispersão (ID) (Garson &

Moser, 1995). O segundo é baseado em um índice de distância (SADIE® – Spatial

Analysis by Distance Indices) (Perry, 1998).

35    

 

O índice de dispersão (ID), foi calculado no programa PASSaGE 2®

(Rosenberg, 2011), o qual calcula, primeiramente, a média e a variância das

contagens, para o cálculo do ID que é dado por:

𝐼𝐷 =𝑠²ȳ

Em que s² e ȳ são a variância e a média amostral, respectivamente. A

igualdade entre variância e média (D = 1) indica que a distribuição dos dados se

resume a distribuição de Poisson, que para dados de contagem sem referência de

localização indica um padrão aleatório de distribuição, nesse caso, um padrão

aleatório de distribuição das lesões na folha; tal igualdade pode ser testada por um

teste χ2 (com n-1 graus de liberdade; n = número de quadrats) (Garson & Moser,

1995; Madden et al, 2007).

FIGURA 4. Folha de arroz irrigado com sintomas de mancha parda sobreposta por uma área de amostragem de 15 cm², dividida em 15 subáreas de 1 cm², em sua porção central visando a contagem de lesões nas subáreas, com o auxílio do programa Fireworks MX versão 6.0 (Macromedia®).

36    

 

 

O índice global de agregação (Ia) foi calculado no programa SADIE (Perry,

1995). O Ia foi utilizado nesse trabalho justamente por ser indicado para dados de

contagem com frequência do valor zero (Perry, 1998). O método usa as contagens de

lesões em cada quadrilátero e leva em conta a localização do mesmo – no caso, a

localização imposta pelo número do quadrilátero no grid. Para o cálculo de Ia, o

SADIE executa aleatoriamente permutações entre os dados, deslocando os

indivíduos (lesões) para as diferentes localizações presentes na amostra

(quadriláteros do grid), para a distribuição regular dos indivíduos nos quadriláteros,

ou seja, o mesmo número em cada. Assim, o Ia é calculado a partir desses rearranjos,

com base na distância mínima à regularidade (Dr) da amostra e da distância média à

regularidade (Ea), observado nas permutações aleatórias da amostra (Perry, 1995;

Perry, 1998). Ia, portanto, é definido como:

𝐼𝑎 =𝐷𝑟𝐸𝑎

Padrões agregados tendem a ter grandes distâncias à regularidade, ao passo

que padrões mais uniformes (regular) tendem a ter distâncias menores à regularidade.

Assim, o padrão agregado é indicado por Ia > 1, enquanto que o padrão é aleatório

quando Ia = 1, já quando Ia <1 o padrão é considerado regular (Perry, 1998; Dallot et

al., 2003).

O SADIE executa um teste formal (Pa) de probabilidade de agregação pela

comparação do padrão espacial observado com as reorganizações obtidas após as

permutações aleatórias dos indivíduos entre os quadriláteros (Perry, 1998). A

proporção de permutações cuja distância à regularidade é tão grande quanto ou maior

do que o valor observado de Dr, definida como Pa, é então utilizada para um teste

37    

 

unilateral da agregação espacial (ao nível de significância de 5%) (Korie et al.,

2000).

3.3 Estudo 3: Diagramas de severidade de mancha parda em arroz

3.3.1 Elaboração dos diagramas

Os diagramas de área padrão de severidade foram elaborados com base nas

imagens das 350 folhas analisadas digitalmente no Estudo 2 (item 3.2.1). Foram

elaboradas quatro escalas diagramáticas cujas diferenças consistiam em seus níveis

intermediários de incremento da severidade: seguindo incrementos lineares

(Diagrama Linear) ou exponenciais (Diagrama Exponencial), bem como na

coloração de sua representação: imagens reais coloridas das folhas (Diagrama Cores)

ou imagens em preto e branco processadas digitalmente (Diagrama P&B). O nível

mínimo e máximo da severidade representados nos diagramas foram os valores

observados na amostra (Estudo 2) e foram, portanto, os mesmos valores nos quatro

diagramas.

3.3.2 Validação das escalas diagramáticas

Para a validação dos diagramas, dezesseis avaliadores foram igualmente

divididos em dois grupos, um para validar dois diagramas com incremento linear

(grupo Linear) e outro para os dois diagramas com incremento exponencial (grupo

Exponencial).

Para cada grupo de avaliadores, em momentos diferentes, foram projetadas 50

imagens reais de folhas com severidade variando entre o valor mínimo e máximo

determinado na análise digital, em tempo fixo de doze segundos para cada imagem.

38    

 

Para cada folha, o avaliador estimou visualmente a severidade, em um primeiro

momento sem auxílio e, após, a estimativa foi repetida com auxílio dos diagramas

P&B e Cores, nessa ordem, para as mesmas imagens. O processo de validação acima

descrito foi repetido após sete dias para cada grupo de avaliadores.

A concordância entre os valores estimados pelos avaliadores e os valores

reais de severidade, foram avaliados por duas metodologias analíticas: a regressão

linear (Nutter & Esker, 2006) e o coeficiente de correlação de concordância (ρc)

(Madden et al., 2007). Adicionalmente, realizou-se a análise de distribuição de

frequência dos erros absolutos, para a avaliação sem auxílio e a primeira com auxílio

para ambos os grupos. A distribuição dos desvios (severidade estimada menos a

severidade real) foi avaliada visualmente em um gráfico de área da frequência e em

um gráfico dos erros absolutos em função da severidade.

Na análise de regressão linear, considerou-se a severidade real como variável

independente e a severidade estimada como variável dependente. A precisão das

estimativas para cada avaliador foi avaliada pelo coeficiente de determinação da

regressão (R2) enquanto que a acurácia foi determinada por meio do teste t aplicado

ao coeficiente angular da reta (b) (H0: b=1; p<0,05) e ao coeficiente linear da reta (a)

(H0: a=0; p<0,05), ambos obtidos pela regressão linear (severidade real × severidade

estimada). Segundo Nutter & Schultz (1995), a proximidade entre os valores reais e

estimados podem ser obtidos pela comparação de a e b com 0 e 1, respectivamente,

pois tais valores equivalem a reta de regressão da situação ideal, sem erros

sistemáticos.

Na análise pelo coeficiente de correlação de concordância, o CCC segundo

Lin (1989), a concordância entre os valores estimados e os reais foram sumarizados

pelo coeficiente ρc, que indica o grau de concordância e varia entre 0 e 1

39    

 

respectivamente, para mínima e máxima concordância. Segundo Madden et al.

(2007), o CCC é uma análise mais apropriada e de fácil interpretação uma vez que

combina os componentes de acurácia e precisão e é dado pela fórmula:

ρc = r × Cb

Em que r é o coeficiente de correlação de Pearson (r), que representa a

precisão das estimativas, e Cb é um componente que representa a acurácia. O

parâmetro Cb é um fator de correção que mede a distância para o ajuste perfeito com

a reta de 45°, e é calculado com base em dois parâmetros: u e v.

𝑢 =  (𝜇! − 𝜇!)𝜎!×𝜎!

                                       𝑣 =  𝜎!𝜎!

Em que µ é a média e σ é a variância dos valores reais (r) e estimados pelos

avaliadores (e). O parâmetro v é a medida da diferença em escala entre a reta de

regressão dos valores estimados e da reta que representa a situação ideal – valores de

coeficientes angulares iguais entre essas duas retas resultariam em v igual a 1. O

parâmetro u mede a distância entre a reta de regressão e a reta que representa a

situação ideal – retas sobrepostas resultariam em valor de u igual a 0 (Madden et al.,

2007; Bock et al., 2010; Spolti et al., 2011; Capucho et al., 2011).

O coeficiente de correlação (r) entre as estimativas da primeira e da segunda

avaliação, sem e com auxílios, de um mesmo avaliador foi utilizado como indicador

de repetibilidade, também chamada de confiabilidade intra-avaliador. A

reprodutibilidade, ou confiabilidade interavaliador, teve como indicador o coeficiente

de correlação de Pearson (r) entre estimativas pareadas entre os avaliadores sem e

com auxílio dos diagramas (Madden et al., 2007).

   

4 RESULTADOS E DISCUSSÃO

4.1 Estudo 1: Efeito da incidência de Bipolaris oryzae em sementes e na

produtividade do arroz irrigado.

4.1.1 Estabelecimento do estande do arroz

Nos oito ensaios em que foi avaliado o efeito dos tratamentos sobre o estande

de plântulas, expresso em número de plantas.m2, a média geral foi de 62 plantas.m-2,

sendo a mais alta observada em Cachoeirinha (73 plantas.m-2) e a mais baixa em

Bagé (50 plantas.m-2). Comparando-se os locais, a variação no estande de plântulas

entre os quatro ensaios foi menor em Bagé, em comparação aos ensaios em

Cachoeirinha. O maior estande de plantas (>90 plantas.m-2) ocorreu no ensaio da

safra 2008/09 e o menor (<30 plantas.m-2) na safra 2010/11, ambos em Cachoeirinha

(Figura 5).

O estande de plântulas decresceu de forma exponencial com o aumento da

incidência de B. oryzae nas sementes para todos os ensaios (p<0.02), exceto no

ensaio CA093A (p=0,99) (Tabela 3).

41    

 

FIGURA 5. Box plot para os valores de estande de plantas de arroz irrigado em ensaios para a avaliação do efeito de níveis de inóculo de Bipolaris oryzae na semente (n=24; 6 tratamentos x 4 blocos). A linha central da caixa indica a mediana; os limites da caixa os quartis inferior e superior, as hastes fora da caixa adjacentes (menor valor não discrepante do conjunto) inferior e superior e os pontos os valores discrepantes.

TABELA 3. Parâmetros β0 (logaritmo do estande, para o nível zero de inóculo) e β1 (taxa de variação unitária do logaritmo do estande em função do nível de inóculo) com respectivos erros padrão e significância, do modelo linear generalizado ajustado para dados de estande (plantas.m-2) sob influência de tratamentos de níveis de incidência de Bipolaris Oryzae em sementes de arroz irrigado.

Ensaio β0 (EP)1 P2 β1 (EP)1 P2 BA10-2 3,920 (0,041) <0.001 -0,004 (0,002) 0,017 BA10-3 3,944 (0,041) <0.001 -0,013 (0,002) <0,001 BA11-2 4,079 (0,039) <0.001 -0,014 (0,002) <0,001 BA11-3 4,305 (0,034) <0.001 -0,013 (0,002) <0,001 CA09-3A 4,565 (0,028) <0.001 0,003 (0,001) 0,991 CA09-3B 4,443 (0,031) <0.001 -0,005 (0,001) 0,003 CA10-2 4,572 (0,030) <0.001 -0,01 (0,001) <0,001 CA11-1 3,394 (0,053) <0.001 -0,007 (0,003) 0,008 1 Erro padrão da estimativa do parâmetro do modelo linear. 2 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t (H0: β0=0); 3 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t unilateral à esquerda (H0: β1=0).

Como os valores preditos pelos modelos originais (Tabela 3) estão na escala

logarítmica, os valores preditos de estande foram obtidos utilizando a transformação

42    

 

inversa (função exponencial). Assim, apesar de originalmente lineares, os modelos

representam um padrão de dependência exponencial negativo, isto é, para valores

mais baixos de inóculo, uma variação unitária implica em redução de estande mais

acentuada quando comparada à redução para valores mais altos. Nas Figuras 6 e 7,

respectivamente, são apresentados os modelos exponenciais ajustados para os dados

dos ensaios realizados nos municípios de Bagé e Cachoeirinha.

FIGURA 6. Estande de plântula do arroz irrigado em estádio V3/V4 (Counce et al, 2000) em função de níveis de incidência de Bipolaris oryzae na semente, para quatro ensaios conduzidos na localidade de Bagé, nas safras 2009/10 e 2010/11. Os pontos representam os valores observado de estande em cada um dos quatro blocos e a linha representa os valores estimados pelo modelo linear generalizado.

43    

 

FIGURA 7. Estande de plântula de arroz irrigado em estádio V3/V4 (Counce et al, 2000) em função dos níveis de incidência de Bipolaris oryzae nas sementes, para quatro ensaios conduzidos na localidade de Cachoeirinha, nas safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11. Os pontos representam os valores observados de estande em cada um dos quatro blocos e a linha representa os valores estimados por um modelo linear.

Na maioria dos ensaios a tendência foi de redução no estande com o

incremento dos níveis de inóculo na semente, com exceção de um ensaio em

Cachoerinha (CA09-3A), cujo plantio foi em época tardia na safra de 2008/09

(Figuras 6 e 7).

As reduções mais acentuadas de estande foram observadas em Bagé, do que

em Cachoeirinha. A maior taxa média de redução no estande ocorreu no ensaio em

Bagé (BA11-2), em época de semeadura preferencial, onde o número de plantas foi

44    

 

reduzido em cerca de 50% com nível de 48% de incidência do patógeno, comparado

à testemunha. Para as épocas de semeadura mais tardias, as reduções no estande

mantiveram-se acentuadas apenas em Bagé, pois em Cachoeirinha, para os dois

ensaios avaliados em épocas tardias de semeadura, em apenas um se observou

redução significativa do estande, o qual, inclusive, foi a menor taxa de redução

média observada dentre todos os ensaios (Figuras 6 e 7).

As diferenças na taxa média de variação do estande entre os dois locais e as

diferentes épocas de semeadura podem ter ocorrido em função das condições

climáticas prevalentes no período de estabelecimento inicial da cultura em ambos

locais, no caso, os meses de setembro a dezembro. A normal climatológica para a

temperatura mensal no período da safra em Bagé é 2°C menor que em Cachoeirinha

Nos anos dos ensaios, a temperatura manteve-se próxima à normal climatológica,

para o município de Bagé (Figura 8). Já em Cachoeirinha a menor taxa de redução do

estande em função do nível de B. oryzae nas sementes ocorreu na safra 2009/10,

justamente no ano em que a temperatura foi menor a normal climatológica para os

meses de setembro a novembro (avaliação realizada em 21/11/2009).

Além disso, em nenhum dos ensaios, foi observado sintomas de mancha

parda em folhas antes do estádio V4 (Counce et al., 2000). Semelhante resultado foi

obtido por Farias (2007) em estudo em condições de casa de vegetação. Para avaliar

a patogenicidade de diferentes espécies de Bipolaris, incluindo Bipolaris oryzae,

inoculadas em sementes de arroz. Tais resultados sugerem uma influência da

temperatura na germinação e emergência de sementes infectadas com B. oryzae, em

que temperaturas mais baixas, a menor velocidade de emergência pode favorecer o

ataque do patógeno podendo levar à morte de plântulas em pré-emergência, assim

como já foi relatado em outros patossistemas (Shah & Bergstrom, 2000).

45    

 

FIGURA 8. Normal climatológica e os dados observados durante as safras de 2008/09, 2009/10 e 2010/11 de temperatura (C°) e precipitação (mm) mensais para Bagé (BA) e Cachoeirinha (CA).

Os resultados desse trabalho corroboram com estudos que mostraram redução

na germinação em função da presença de Bipolaris oryzae na semente. Prabhu &

Vieira (1989), estudando o efeito de B. oryzae na semente sobre a germinação e

transmissão e controle do fungo, conduzido sob condições controladas, constatou que

o fungo possui a capacidade de diminuir a germinação das sementes, principalmente

em sementes com maior intensidade de manchas no tegumento. O autor ainda relata

que a resposta positiva do tratamento de sementes, com fungicidas, em lotes que

apresentam germinação um pouco abaixo dos padrões estabelecidos pela pesquisa,

46    

 

justifica a definição de medidas apropriadas para a certificação de tais sementes no

que se refere a sua qualidade sanitária.

Malavolta et al. (2002), conduziram experimentos de laboratório, casa de

vegetação e a campo, afim de verificar o efeito de diferentes níveis de incidência de

Bipolaris oryzae em sementes de arroz sobre aspectos fisiológicos, transmissão do

patógeno às plântulas e produção. Os autores observaram que, além da diminuição da

germinação em ambiente controlado, com níveis de infecção de 64,5% de B. oryzae

nas sementes, houve redução de até 33% no estande de plantas no campo em relação

à testemunha. Além disso, com 48% de nível de inóculo de B. oryzae na semente, ou

seja, com o mesmo valor máximo de inóculo abordado nesse estudo, os autores

observaram redução de 28% no estande plantas, valor comparável com o observado

em alguns ensaios nesse estudo (BA11-3, CA09-3B e CA10-2).

4.1.2 Efeito de níveis de incidência de B. oryzae em sementes na

intensidade da mancha parda

Em apenas três ensaios a epidemia de mancha se manifestou em estádios

vegetativos (V6 a V8) e evoluiu de maneira mais expressiva a ponto de permitir a

quantificação do progresso da incidência e a consequente comparação entre os

tratamentos. Nos demais ensaios, embora a doença tenha sido detectada em estádio

vegetativo, os níveis de incidência foliar permaneceram em valores-traço (<1%).

Nesses três ensaios, o efeito dos tratamentos na incidência da doença foi

quantificado para a primeira (ou mínima incidência avaliada) e última (ou máxima

avaliada) avaliação. O número de avaliações ao longo do tempo variou entre os

47    

 

ensaios. Em Bagé foram de duas a quatro, e em Cachoeirinha até seis avaliações

(semanais). O número mínimo e máximo de folhas avaliadas por parcela durante

todas as avaliações foi de 39 e 68 folhas respectivamente, sendo que o número de

folhas por planta variou de 2 a 7 na primeira avaliação e de 2 a 9 durante a última

avaliação. A média geral de incidência foliar da mancha parda em todos os ensaios

foi de 17,3% (±11%). Já na última avaliação a média foi de 32% (±13).

As estimativas dos parâmetros β0 e β1 do modelo linear ajustado para avaliar

a influência do nível de incidência na semente sobre a incidência da mancha parda

nas folhas, nas duas avaliações, são apresentados na Tabela 4. Nesse caso, não foi

utilizada nenhuma transformação para a análise de dados, pois considerou-se uma

aproximação normal (função de ligação “identidade”) para a porcentagem de folhas

sintomáticas. Assim, β0 corresponde à incidência para o nível zero de inóculo e β1 a

taxa de variação da incidência em função do aumento no nível de inóculo.

TABELA 4. Estimativas dos parâmetros β0 (incidência para o nível zero de incidência) e β1 (taxa de variação unitária da incidência em função do nível de incidência) do modelo linear utilizado para representar a influência do nível de inóculo nas sementes de arroz sobre a incidência inicial e final de mancha parda, em todos os ambientes avaliados.

Variável Ensaios β0 (EP)1 P2 β1 (EP)1 P2 INCmín BA10-2 0,092 (0,008) <0,001 0,001 (0) 0,002 BA10-3 0,281 (0,018) <0,001 0,001 (0,001) 0,085 CA10-2 0,078 (0,017) <0,001 0,002 (0,001) 0,011 INCMax BA10-2 0,227 (0,013) <0,001 0 (0,001) 0,456 BA10-3 0,258 (0,019) <0,001 0,002 (0,001) 0,012 CA10-2 0,485 (0,034) <0,001 -0,003 (0,002) 0,948 1 Erro padrão da estimativa do parâmetro do modelo linear. 2 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t (H0: β0=0); 3 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t unilateral à direita (H0: β1=0).

A incidência de mancha parda no nível zero de incidência de B. oryzae nas

sementes (β0) foi significativamente diferente de zero para as duas avaliações de

48    

 

incidência, em todos os ensaios (p<0.001). Houve influência do tratamento na

incidência mínima para dois dos três ensaios, enquanto que para a avaliação final

(incidência máxima), ocorreu em apenas um dos casos (Tabela 4).

FIGURA 9. Curvas de progresso da mancha parda e modelos lineares ajustados para representar o efeito do nível de incidência de Bipolaris oryzae nas sementes de arroz na incidência mínima (linha contínua em D, E, e F) e máxima (linha pontilhada em D, E e F) de mancha parda (%). Triângulos em D, E e F correspondem aos valores observados de incidência mínima e máxima, respectivamente.

Em dois ensaios a incidência mínima teve valores positivos de β1

significativamente diferentes de zero (p<0,01) indicando incremento da incidência de

mancha parda em função do aumento no nível de incidência de B. oryzae nas

sementes (escala decimal) – aproximadamente de 0,1% a 0,2% na incidência de

mancha parda na folha para cada 1% de aumento na incidência de semente infectada.

49    

 

Para a incidência máxima em apenas em um dos ensaios (BA10-3) foi observado o

efeito do nível de inóculo (p=0,012).

O maior progresso da incidência da mancha parda ocorreu no ensaio de

Cachoeirinha. Em Bagé, no ensaio de terceira época (BA10-3), observou-se mínimo

incremento na incidência, inclusive com a diminuição da incidência da mancha parda

nas folhas para alguns tratamentos ao longo do tempo (Figura 9). Tal redução pode

ter ocorrido em função da senescência das primeiras folhas dos perfilhos, onde se

concentrou a maioria dos sintomas observados (Figura 10). Nesse caso, o

crescimento de novas folhas assintomática e senescência das folhas mais velhas

provoca a diluição da incidência.

FIGURA 10. Frequência da incidência de lesões de mancha parda nas folhas de perfilhos com cinco folhas avaliadas nos ensaios BA10-2, BA10-3 e CA10-2 (n = 2529).

A presença de sintomas no estádio vegetativo da cultura na safra 2009/10

pode estar relacionada a uma condição ambiental específica que favoreceu o

50    

 

estabelecimento e progresso antecipado da doença. Essa safra foi a única em que,

durante os meses de janeiro a março, a temperatura média mensal esteve acima da

normal climatológica em ambos os locais aliada a alta precipitação registrada no

referido período e nos meses imediatamente anteriores (outubro a dezembro), quando

em Bagé, por exemplo, a precipitação acumulada no mês de novembro foi quase

500% do esperado para o mês (Figura 8). Além disso, no ensaio com valores mais

altos de incidência da doença (CA10-2), grande parte das avaliações foram realizadas

no período com temperaturas mais altas na safra 2009/10, que foi no mês de

fevereiro em Cachoeirinha.

A influência da temperatura sobre a epidemia de mancha parda já é

conhecida. Percich et al. (1997), trabalhando com a influência da temperatura e

molhamento folhar sobre a infecção de B. oryzae em arroz selvagem (Zizania

palustris L.) em ambiente controlado, observaram que altas taxas de infecção

ocorrem quando a temperatura situa-se entre 25 e 30°C e que se intensifica a medida

que o período de molhamento folhar cresce de 16 a 28h. Além disso, Dalagnoll et al.

(2011), estudando influência de diferentes temperaturas e condições de luz em

diferentes ambientes (controlado e casa de vegetação) na mancha parda em arroz,

observaram menor período de incubação e maiores valores finais de severidade e

taxas de expansão das lesões na maior temperatura testada em ambiente controlado,

32°C, e em baixa densidade de fatores. Os resultados obtidos por esses autores

corroboram com o observado nesse trabalho, onde a epidemia manifestou-se de

maneira mais intensa e precoce quando ocorreram conjuntamente maiores

temperaturas e precipitações (consequentemente maior umidade relativa,

molhamento folhar e menor luminosidade) em relação à normal climatológica e aos

demais anos observados.

51    

 

4.1.3 Severidade de mancha parda na folha bandeira

A variação no número de avaliações se deu em função da variação ambiental

nos ensaios, que fez com que a epidemia se manifestasse de maneira distinta em cada

situação, ora com as primeiras lesões aparecendo em folha bandeira em momento

mais antecipado ou mais tardio. No entanto, ao contrário das avaliações de incidência

de mancha parda, em todos os ensaios se observou um aumento da severidade ao

longo do tempo (Figura 11). A diminuição da severidade, nesse caso, não poderia

acontecer, pois além do progresso ser baseado em valores acumulados no tempo, as

folhas bandeiras avaliadas eram previamente marcadas logo na primeira avaliação e

não houve desfolha ou crescimento de novas folhas, como foi o caso da incidência

foliar em estádios vegetativos.

As curvas de progresso da doença variaram de acordo com a época de

semeadura para um mesmo local, especialmente em Cachoeirinha (Figura 11G-K),

onde nas safras 2008/09 e 2009/10 a severidade foi mais alta na semeadura mais

antecipada.

Estudos prévios sugeriram que quanto mais tardia for a semeadura, maior o

risco de ocorrência das manchas foliares (Grohs et al., 2009; Grohs et al., 2010; Lütz

et al, 2011). Embora não tenha sido objetivo específico do nosso estudar caracterizar

a influência da época de semeadura nas epidemias, os dados sugerem que essa

diferença pode estar relacionada a condições ambientais prevalentes em cada período

ou mesmo fatores locais relacionado a diferenças de fertilidade do solo, exposição da

parcela aos ventos predominantes, dentre outros.

52    

 

FIGURA 11. Curvas de progresso da severidade média de mancha parda (%) para cada nível de incidência de Bipolaris oryzae nas sementes, em onze ensaios conduzidos em Bagé (A à F) e Cachoeirinha (G à K) nas safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11.

A severidade máxima da mancha parda foi, de maneira geral, superior em

Cachoeirinha comparada à Bagé. Em Cachoeirinha, a severidade variou de 1 a 6%

entre os ensaios, enquanto que em Bagé a severidade máxima não ultrapassou 1,2%.

Condições ambientais, como a menor temperatura em Bagé (Figura 8) e o curto

53    

 

histórico de cultivo de arroz irrigado na EEA-URCAMP provavelmente podem ter

levado à essa diferença.

Os valores de severidade em todos os ensaios foram baixos em comparação a

outros trabalhos realizados em outras regiões do Brasil. Na região produtora de arroz

no Centro-Oeste do Brasil, Ottoni et al. (2000), avaliaram a severidade da mancha

parda em ensaios de fungicidas com auxílio de uma escala diagramática proposta por

Azevedo (1998). Os autores relataram que a severidade média em folhas-bandeira na

testemunha foi de 17,5%, muito superior à média das testemunhas desse trabalho,

0,85%. No entanto, para o RS, em uma revisão quantitativa de ensaios de fungicidas

na cultura do arroz irrigado em 10 anos de pesquisa no estado, Silva Filho et al.

(2009) mostraram que a mancha parda é uma doença que, embora bastante presente

nos tratamentos testemunha dos ensaios daquele estudo (53 dos 55 casos), a maioria

deles apresentou severidade <10%. Avaliações visuais de severidade estão sujeitas a

subjetividade principalmente quando não se dispõe de métodos padronizados ou

experiência nas avaliações. Um estudo recente demonstrou que avaliadores sem

experiência na avaliação tenderam a superestimar a severidade de mancha parda

principalmente nos valores mais baixos (Lenz et al., 2010). Além das reais diferenças

de severidade entre os diferentes estudos, não se descarta que altos valores de

severidade em outros trabalhos podem estar relacionados a erros sistemáticos que

levam a superestimar a severidade da doença.

As estimativas dos parâmetros β0 e β1 do modelo linear ajustado para avaliar

a influência do nível de incidência de B. oryzae na semente sobre a severidade da

mancha parda, são apresentados na Tabela 5. Os parâmetros encontram-se em escala

logarítmica devido a função de ligação utilizada no modelo para a análise da

54    

 

severidade, portanto, para a obtenção dos valores originais deve-se aplicar a função

inversa (função exponencial).

TABELA 5. Estimativas dos parâmetros β0 (logaritmo da severidade, para o nível zero de inóculo) e β1 (taxa de variação unitária do logaritmo da severidade em função do nível de inóculo) do modelo linear utilizado para representar a influência do nível de inóculo nas sementes de arroz sobre a severidade inicial e final de mancha parda, em todos os ensaios avaliados.

Ensaio β0 (EP)1 P2 β1 (EP)1 P3 BA09-3A -4,443 (0,069) <0,001 0 (0,003) 0,493 BA09-3B -5,182 (0,084) <0,001 0,001 (0,004) 0,386 BA10-2 -5,998 (0,091) <0,001 0,004 (0,004) 0,133 BA10-3 -6,051 (0,150) <0,001 0,002 (0,007) 0,372 BA11-2 -6,613 (0,157) <0,001 -0,05 (0,022) 0,979 BA11-3 -6,453 (0,213) <0,001 0 (0,011) 0,518 CA09-3A -2,808 (0,050) <0,001 -0,002 (0,002) 0,85 CA09-3B -4,117 (0,120) <0,001 -0,003 (0,006) 0,682 CA10-2 -3,387 (0,070) <0,001 -0,007 (0,003) 0,971 CA10-3 -5,099 (0,160) <0,001 -0,002 (0,007) 0,582 CA11-1 -2,824 (0,135) <0,001 -0,008 (0,007) 0,876 1 Erro padrão da estimativa do parâmetro do modelo linear. 2 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t (H0: β0=0); 3 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t unilateral à direita (H0: β1=0).

Em todos os ensaios não se observou efeito significativo do nível de inóculo

nas sementes na severidade máxima observada na folha bandeira (Tabela 5). A falta

de consistência nos dados pode ser visualizada também pela variação do sinal dos

parâmetros β1 estimados. Tal fato pode estar relacionado à natureza policíclica da

doença e a presença de inóculo aéreo de B. oryzae oriundo em lesões de

folhas/plantas em parcelas adjacentes ao tratamento ou até mesmo de outros ensaios

na área experimental, tendo em vista a importância do inóculo secundário no

progresso de epidemias policíclicas (Vale et al., 2004), como é o caso da mancha

parda. Em um estudo envolvendo a aerobiologia de B. oryzae, Picco & Rodolfi

(2002) mostraram que a flutuação de esporos do fungo se relacionaram com a

intensidade da mancha parda do arroz em campos na Itália.

55    

 

4.1.4 Produtividade da cultura

A média geral de produtividade de todas as unidades experimentais nos oito

ensaios foi de 8,69 (±2,4) ton.ha-1. Comparando-se os locais, a produtividade média

foi maior em Cachoeirinha (9,6 ton.ha-1) do que em Bagé (7,92 ton.ha-1) (Figura 12).

FIGURA 12. Produtividade média (ton.ha-1) em ensaios de avaliação do efeito de níveis de

inóculo de Bipolaris oryzae na semente (n=24; 6 tratamentos x 4 blocos) para os ensaios conduzidos em Bagé e Cachoeirinha, durante as safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11. Barras verticais correspondem ao erro padrão.

Ensaios conduzidos em épocas de semeadura tardia tiveram produção menor

em comparação as demais épocas, para um mesmo local (Figura 12). Este resultado

está de acordo com estudos conduzidos no sul do Brasil, principalmente devido ao

efeito da luminosidade – a determinação da época de plantio para diferentes locais,

no caso do arroz irrigado, leva em consideração a coincidência entre os picos de

máxima rediação solar incidente com o período de maior exigência de radiação solar

da cultura, ou seja, o período reprodutivo (Freitas et al., 2008; SOSBAI, 2010).

56    

 

As estimativas dos parâmetros β0 e β1 do modelo linear ajustado para avaliar

a influência do nível de inóculo sobre a produtividade são apresentados na Tabela 6.

Nesse caso, não foi utilizada nenhuma transformação para a análise de dados (função

de ligação “identidade”), em função de produtividade ser um dado contínuo, e,

assim, β0 corresponde à produtividade para o nível zero de incidência e β1 a taxa de

variação da produtividade (ton.ha-1) em função do aumento no nível de incidência de

B. oryzae na semente.

Em nenhum dos ensaios foi observado efeito significativo (p>0,05) dos

tratamentos de nível de incidência de B. oryzae na semente na produtividade. Os

valores do parâmetro β1 (Tabela 6) gerados na escala original são extremamente

baixos (menores que 0,03), indicando valores próximos de produtividade para todas

as unidades experimentais, independente do tratamento. Isso é confirmado pelo teste-

t unilateral a esquerda aplicada ao parâmetro β1 que confirma que o parâmetro

equivale à zero em todos os ensaios.

Embora o nível de incidência de B. oryzae tenha efeito sobre o estande de

plantas, diversos estudos no Estado do RS (Souza et al., 1995; Mariot et al., 2003;

Carmona et al., 2008) e também em outras regiões no Brasil, tanto para o arroz

irrigado (Santos & Costa, 1995; Santos et al., 2002) como para o arroz de sequeiro

(Santos & Costa, 1995), mostram que diferentes densidades de semeadura não

diferenciam-se quanto a produtividade de grãos. Este fato pode estar relacionado à

capacidade de perfilhamento das plantas de arroz, que permite a planta recompor o

número de panículas por área ao ponto de igualar a produtividade final de grãos. O

perfilhamento das plantas de arroz no campo, entretanto, pode variar em função da

57    

 

densidade de semeadura, adubação, variedade, dentre outros fatores (Wu et al.,

1998).

TABELA 6. Estimativas dos parâmetros β0 (produtividade para o nível zero de incidência de Bipolaris oryzae) e β1 (taxa de variação unitária da produtividade em função do nível de incidência de B. oryzae) do modelo linear utilizado para representar a influência do nível de incidência nas sementes de arroz na produtividade do arroz irrigado em ensaios conduzidos em Bagé e Cachoeirinha nas safras 2008/09, 2009/10 e 2010/11.

Ensaio β0 (EP)1 P2 β1 (EP)1 P3 BA09-3A 6,545 (0,202) <0,001 -0,009 (0,009) 0,154 BA09-3B 5,590 (0,229) <0,001 0 (0,010) 0,507 BA10-2 10,008 (0,433) <0,001 0 (0,019) 0,502 BA10-3 8,260 (0,078) <0,001 0,003 (0,003) 0,803 BA11-2 10,425 (0,441) <0,001 -0,069 (0,043) 0,064 BA11-3 7,561 (0,303) <0,001 -0,004 (0,018) 0,402 CA09-3A 8,838 (0,131) <0,001 0,004 (0,006) 0,74 CA09-3B 7,304 (0,260) <0,001 0,008 (0,011) 0,751 CA10-2 11,278 (0,224) <0,001 -0,008 (0,010) 0,222 CA10-3 10,941(0,261) <0,001 -0,018 (0,011) 0,069 CA11-1 10,406 (0,446) <0,001 -0,027 (0,020) 0,092 1 Erro padrão da estimativa do parâmetro do modelo linear. 2 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t (H0: β0=0); 3 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t unilateral à esquerda (H0: β1=0).

Além disso, uma vez que a severidade da mancha parda não foi influenciada

pelos níveis de incidência de B. oryzae na semente, seu possível efeito na

produtividade acaba sendo menos provável, uma vez que diferenças em

produtividade seriam esperadas em situações de diferenças de severidade, embora a

relação entre severidade de mancha parda e dano em produtividade não esteja bem

estabelecida.

4.1.5 Incidência de B. oryzae nos grãos colhidos

A média geral de incidência média de B. oryzae nos grãos colhidos para os

nove ensaios foi de 13%. Para cada local, no entanto, as médias foram bastante

58    

 

distintas, sendo maior em Cachoeirinha, 19,8%, do que para Bagé onde a média foi

6,2% (Figura 13).

FIGURA 13. Incidência média de Bipolaris oryzae (%) em grãos colhidos entre todos os tratamentos para cada um dos ensaios de Bagé e Cachoeirinha, durante as safras de 2008/09, 2009/10 e 2010/11. Barras verticais correspondem ao erro padrão.

Assim como para a severidade da mancha parda nas folhas, houve uma maior

variação de incidência do patógeno na semente em Cachoeirinha, comparado aos

ensaios de Bagé. Em alguns casos (ensaios CA09-3B e CA11-1) houve grande

variabilidade, evidenciada pelo alto desvio padrão (Figura 13).

As estimativas dos parâmetros β0 e β1 do modelo linear ajustado são

apresentados na Tabela 7. Assim como no caso da incidência de mancha parda nas

folhas, não foi utilizada nenhuma transformação para a análise de dados (função de

ligação “identidade”), pois se considerou uma aproximação Normal para a

porcentagem da incidência de B. oryzae nos grãos colhidos nos ensaios.

59    

 

TABELA 7. Estimativas dos parâmetros β0 (incidência de Bipolaris oryzae nos grãos para o nível zero de incidência na semente) e β1 (taxa de variação unitária da incidência de B. oryzae nos grãos em função do nível de incidência na semente) do modelo linear utilizado para representar a influência do nível de incidência nas sementes de arroz sobre a incidência de B. oryzae em grãos colhidos para todos os ensaios avaliados.

Ensaio β0 (EP) 1 P2 β1 (EP) 1 P3 BA10-2 0,057 (0,008) <0,001 0 (0) 0,686 BA10-3 0,063 (0,010) <0,001 -0,001 (0) 0,947 BA11-2 0,076 (0,011) <0,001 -0,001 (0) 0,842 BA11-3 0,078 (0,010) <0,001 0 (0) 0,734 CA09-3A 0,167 (0,021) <0,001 -0,001 (0,001) 0,839 CA09-3B 0,265 (0,042) <0,001 0,002 (0,002) 0,153 CA10-2 0,218 (0,018) <0,001 -0,001 (0,001) 0,865 CA10-3 0,114 (0,012) <0,001 0 (0,001) 0,456 CA11-1 0,224 (0,029) <0,001 0 (0,001) 0,49 1 Erro padrão da estimativa do parâmetro do modelo linear. 2 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t (H0: β0=0); 3 Probabilidade de erro tipo I para o teste-t unilateral à direita (H0: β1=0).

Para nenhum dos ensaios constatou-se efeito significativo (p>0,05) dos

tratamentos na incidência do fungo nos grãos colhidos e, assim como no caso da

produtividade, os parâmetros β1 em escala original (decimal) tiveram valores

extremamente baixos, próximos à zero (Tabela 7).

Os parâmetros β0 estimados foram todos maiores em Cachoeirinha se

comparados a Bagé (Tabela 7), mostrando que a incidência de B. oryzae foi maior

em Cachoeirinha, seguindo o mesmo padrão observado para a severidade.

A ausência de efeito dos níveis de incidência de B. oryzae na semente pode

ter se relacionado à similaridade em severidade nos tratamentos, uma vez que folhas

sintomáticas podem servir de fonte de inóculo para infeções nas panículas. A

infecção de grãos de arroz no campo por parte da epidemia de mancha parda é

conhecida há muitos anos (Ocfemia, 1924) e, inclusive, há trabalhos que testam o

60    

 

efeito da contaminação natural dessas sementes sobre diversos aspectos relacionados

a cultura e a epidemia (Prabhu & Vieira, 1989).

4.2 Estudo 2: Análise digital de lesões de mancha parda nas folhas de

arroz.

4.2.1 Severidade e número de lesões em folhas

A severidade média da mancha parda determinada por análise digital no total

de 350 imagens de folhas foi de 3,3% variando de 0,04% a 28,8%. 92 % das folhas

apresentou severidade <10% e 55% das folhas com severidade <2% (Figura 14-A).

O comprimento médio das folhas foi de 25 cm, variando de 12,8 a 36,7 cm, seguindo

uma distribuição normal (não apresentado). No subconjunto de 100 folhas

selecionadas, o número mínimo e máximo de lesões em uma folha foi de 1 e 293,

respecitivamente em folhas com severidade determinada em 0,04 e 28,8%. Mais de

40% das folhas apresentou menos de 20 lesões (Figura 14-B).

Os valores de severidade determinados digitalmente foram relativamente

baixos em comparação a outros trabalhos (Santos et al., 2000; Santos et al., 2005)

que expressaram a severidade em folhas bandeira em notas de uma escala ordinal,

cujos valores de severidade são bem acima dos valores determinados neste estudo.

Em estudos em ambiente controlado e inoculação artificial foram relatados valores

de severidade de mancha parda superiores a 60%, em folhas do estádio vegetativo

(Zanão Junior et al., 2009; Dallagnol et al., 2011). Na região produtora de arroz no

Centro-Oeste do Brasil, Ottoni et al. (2000), avaliaram a severidade da mancha parda

em ensaios de fungicidas com auxílio de um diagrama de severidade proposto por

61    

 

Azevedo (1998). Os autores relataram severidade máxima em folhas-bandeira de

25,63%, bastante próximo ao máximo observado nesse trabalho (28,8%).

FIGURA 14. Histograma de frequência dos valores de severidade de mancha parda (A),

determinada por meio de análise digital em 350 folhas, e do número de lesões por folha (B), em um subconjunto de 100 folhas selecionadas. Folhas amostradas em áreas experimentais na Estação Experimental do Instituto Rio Grandense do Arroz durante a safra 2009/10 em Cachoeirinha/RS.

No estudo de validação de um diagrama de severidade (Lenz et al., 2010),

100 folhas de arroz irrigado no RS foram amostradas na região central do Estado,

com o valor máximo relatado de severidade de 38,6%. No entanto, os autores não

informaram a distribuição dos demais valores determinados. Silva-Filho et al.

(2009), em uma revisão quantitativa de ensaios de fungicidas na cultura do arroz

irrigado em 10 anos de pesquisa no RS, mostrou que a mancha parda é uma doença

que, embora bastante presente nos tratamentos testemunha nos ensaios daquele

estudo (53 dos 55 casos), a maioria deles apresentou severidade <10%.

A relação entre o número de lesões e a severidade em uma folha, para o

subconjunto de amostras de 100 folhas, foi ajustado a um modelo linear (Figura 15)

com um coeficiente de determinação (R²) de 0,85. O coeficiente angular de 0,103

62    

 

indica que um incremento em 10 lesões, a severidade incrementa em

aproximadamente um ponto percentual.

FIGURA 15. Gráfico da relação entre o número de lesões (x) e a severidade (y) na folha bandeira para o conjunto de 100 amostras, onde a linha sólida representa a reta da regressão linear e as linhas tracejadas o intervalo de confiança de 95%.

Em um estudo com a mancha folhar de septoria em mirtilo, causada por

Septoria albopunctata, Ojiambo & Scherm (2006) também observaram uma relação

linear entre a severidade e o número de lesões, onde para cada incremento de 10

lesões, a severidade aumentava em 1,7 pontos percentuais. Bade & Carmona (2011),

trabalhando com Puccinia sorghi em milho, sugerem que mesmo havendo variação

no número de pústulas para valores de severidade idênticas, ser possível e mais

acurado estimar a severidade por meio da contagem do número de lesões em valores

baixos de severidade (até 6%), sendo mais as estimativas mais acuradas e precisas,

principalmente para avaliadores com pouca experiência. No presente trabalho, a

relação entre o número de lesões e a severidade em valores abaixo de 2% é explicada

63    

 

em apenas 53% por um modelo linear, sugerindo que estimativas visuais de

severidade podem ser mais acuradas do que contagem de lesões.

4.2.2 Área de lesões individuais e padrão espacial no limbo foliar

A área média das lesões (área necrótica e halo amarelado) foi de 293 mm²,

variando de 10 a 3.083 mm². Visualmente, as folhas não aparentaram agregação

espacial das lesões na maioria das folhas. No entanto, para valores acima de 8% foi

observada coalescência de lesões (Figura 16) e maior variação na área das lesões

com um grande número de lesões com valores extremos de área, mais facilmente

observado com os dados na escala logarítmica (Figura 17).

Na análise do padrão espacial das lesões no limbo foliar com as duas

metodologias distintas de análise, tanto o índice global de agregação (Ia) determinado

pelo SADIE e o índice de dispersão (D) com base na relação variância/média,

confirmou a predominância (80% das folhas) de aleatoriedade no padrão espacial das

lesões, com uma concordância nos resultados para 78 das 100 folhas analisadas,

entre as duas metodologias.

O índice D apresentou valor médio de 1,42, com variação de 0,36 (aleatório;

p=0,98) a 9,29 (agregado; p<0,01). Em 80 folhas o índice D indicou um padrão

aleatório de distribuição das lesões. No entanto, nas 24 folhas com severidade

superior a 8%, 12 apresentaram padrão agregado de lesões, sugerindo uma tendência

de mudança para o padrão agregado em folhas com severidade acima desse limiar

(Figura 18-A).

64    

 

FIGURA 16. Folhas de arroz com lesões de mancha parda onde se verifica variação na área individual das lesões e coalescência dos halos em folhas com severidades abaixo de 5% (A e B) e folhas com severidade acima de 10% (C e D).

FIGURA 17. Box plot da área individual de lesões de mancha parda mensuradas

digitalmente em uma amostra de 100 folhas de arroz sintomáticas para mancha parda. As folhas estão ordenadas em ordem crescente de severidade.

A B D C

65    

 

Por sua vez, o Ia teve um valor médio de 1,28 variando de 0,61 (aleatório;

p=0,9) a 3,22 (agregado; p<0,01) sendo que para 20 folhas a análise indicou padrão

agregado (Ia > 1; p<0,01) – 40% dessa com severidades acima de 8% (Figura 18-B).

Algumas características de lesões como número, área, presença de halo,

agregação em áreas da folha e formato da folha podem afetar a percepção dos

avaliadores quando da avaliação da severidade (Nutter & Esker, 2006). Em função

disso, a análise do padrão de distribuição das lesões para um determinado

patossistema pode ser útil em trabalhos de construção de diagramas de severidade, de

forma que o esse possa reproduzir o padrão típico da doença no órgão afetado. Na

literatura se encontram diagramas construídos e validados com diferentes

representações para uma mesma doença, considerando a presença de mais de um

padrão de distribuição das lesões, os quais são representados em folhas com mesmo

valor de severidade (Martins et al., 2004; Belasque Junior et al., 2005).

Padrões espaciais de lesões podem ser determinados com diferentes

metodologias tais como distribuições teóricas ou índices para dados de contagem em

quadriláteros (ou subáreas) definidos no órgão de interesse (Madden et al, 2007), ou

então por métodos baseados em distância com base na localização e distâncias entre

as lesões (Pires et al., 2009). Os primeiros trabalhos com enfoque na análise do

padrão espacial de lesões no limbo foliar foram publicados no início da década de

1980, com dados de contagem de lesões em folhas (Rouse et al., 1980; Waggoner &

Rich, 1981), que foram ajustados a modelos de distribuição para a verificação do

padrão espacial – dados de contagem ajustam-se as distribuições de poisson e

negativa binomial quando representam padrões espaciais aleatórios e agregados,

respectivamente (Madden et al., 2007).

66    

 

Rouse et al. (1980), estudando a freqüência da distribuição de lesões de oídio

no trigo relataram um padrão agregado tanto em experimentos em condições

controladas como em condições de campo, pois o modelo da distribuição se

aproximou da binominal negativa em ambos os casos. Waggoner & Rich (1981)

examinaram a freqüência da distribuição de lesões em diferentes patossistemas e

constataram que podem haver variações para um mesmo patossistema, pois mesmo

com a predominância de um determinado padrão (aleatório) para um conjunto de

casos analisados, podem haver desvios (agregado). Recentemente, Pires et al. (2009),

trabalhando com o número de lesões de ferrugem com anotação de sua localização

em uma grade determinada em folhas de trigo, analisou o padrão espacial pelo

método baseado em distâncias entre as unidades, e verificou mudança no padrão, de

aleatório para agregado, com o avanço da epidemia, possivelmente devido aos

eventos de autoinfecção. Bock et al. (2011) analisou dados de contagem de lesões de

sarna do pessegueiro em regiões do fruto e ajustou um modelo linear generalizado

para avaliar a distribuição das lesões no fruto, constatando que a ocorrência de lesões

ocorria principalmente na região superior do fruto (com 90° em relação ao

pendúnculo), inferindo sobre a capacidade de disseminação e infecção de

Fusicladosporium carpophilum.

Diferentes metodologias têm sido utilizadas na determinação de padrões

espaciais de entidades doentes no contexto da fitopatologia (Madden et al., 2007). O

programa SADIE® (Perry, 1998), que tem base em índice global de agregação

gerado pela distância média necessária entre entidades doentes para que seja obtido

um padrão regular, é de uso relativamente recente na Fitopatologia, especialmente

em estudos do padrão espacial de dados de contagem de unidades doentes em

67    

 

subáreas em uma área de cultivo (Turechek & Madden, 2000; Dallot et al., 2003;

Schmale et al., 2005).

FIGURA 18. Valores do índice de dispersão (D) (razão variância/média) (A) e do índice global de agregação (Ia) determinado pelo SADIE (Spatial Analysis by Distance Indices) (B) para dados de contagem de lesões de mancha parda do arroz em quinze subáreas determinadas em cada folha de um conjunto de 100 folhas de arroz. Barras pretas indicam que D é significativamente >1 pelo teste-t (H0: D=1; p<0,05), ou Ia>1 (p<0,05), sugerindo um padrão agregado de distribuição das lesões.

No entanto, não foram encontrados estudos usando o SADIE para determinar

padrão de lesões em folhas, sendo este o primeiro trabalho. A predominância de

aleatoriedade na distribuição das lesões determinada tanto pelo SADIE como pela

A

B

68    

 

razão variância/média, no entanto, foi mais evidente em valores mais baixos de

severidade, sendo que acima de 8% foi observado padrão agregado para 40% e 50%

dos casos, respectivamente, para essas metodologias.

Em um estudo sobre efeito do silício na resistência de plantas de arroz à

mancha parda, Dallagnol et al. (2009) observou a presença de coalescência dos halos

das lesões para as folhas com os maiores valores de severidades, especialmente

naqueles dos tratamento testemunha, com severidades mais altas, corroborando com

o observado nesse trabalho. Além disso, os autores verificaram que área das lesões e

a área ocupada pelo halo variaram em função do genótipo de arroz. No presente

trabalho, as folhas coletadas foram originadas de diferentes cultivares, mas que não

foram identificadas quando da análise.

Nas folhas com mais altos valores de severidade determinadas no presente

trabalho, oriundas de parcelas em estágio mais avançado da epidemia, também se

observou uma grande variabilidade na área das lesões (figura 16 e 17), o que sugere

que as lesões menores possam ter se originado de infecções secundárias. De maneira

similar, Pires et al. (2009), na análise do padrão espacial de lesões da ferrugem do

trigo, observaram que o padrão das lesões mudou de aleatório para agregado na

medida em que a epidemia avançou no tempo, devido a formação de aglomerados ao

redor das lesões de ferrugem mais velhas nas folhas, induzindo a coexistência de

lesões grandes (coalescidas) na região central do limbo com lesões menores,

localizadas na periferia do limbo folhar.

69    

 

4.3 Estudo 3: Diagramas de severidade de mancha parda em arroz

Para representar os diferentes níveis de severidade nos diagramas foram

escolhidas folhas com comprimento de 25±1 cm, que foi o valor médio determinado

na amostra de 350 folhas. Os níveis de severidade foram definidos arbitrariamente

em número de sete por diagrama, cujos intervalos foram determinados de acordo

com um padrão de incremento linear ou exponencial do mínimo até o valor máximo

de severidade. Os valores mínimo e máximo de severidade, 0,1 e 28,8%,

respectivamente, foram os mesmos para todos os diagramas (Figura 19 e 20).

Na maior parte dos estudos os diagramas são representados com desenhos ou

imagens digitalizadas de folhas reais em preto e branco, com incremento exponencial

dos valores nos diagramas (Gomes et al. 2004; Camochena et al., 2008; Michereff et

al., 2009; Santos et al., 2010; Lenz et al. 2010).

O uso do incremento exponencial para os valores de severidade representados

em diagramas é justificado por vários autores de trabalhos de construção e validação

de diagramas com base na suposta lei de Weber-Fechner, segundo Horsfall & Barret

(1945), que afirma que a acuidade visual é proporcional ao logaritmo da intensidade

do estímulo visual e que o olho humano busca identificar em severidade abaixo e

acima de 50% a área das lesões e a área sadia, respectivamente, e que, em função

disso, a capacidade da visão humana em identificar diferenças de severidade em

valores entre 25 e 50% seria limitada (Martins et al., 2004; Spósito et al., 2004;

Angelotti et al., 2008; Salgado et al., 2009).

No entanto, recentemente, Nutter & Esker (2006) apontaram que o trabalho

de Horsfall & Barratt (1945) está equivocado, apontando que a suposta lei de Weber-

Fechner são duas leis independentes, a lei de Weber e a lei de Fechner

70    

 

(Goldstein,1989), e que não seria aplicável para a acuidade da visão humana na

mensuração da severidade em folhas.

Em seu estudo, Nutter & Esker (2006) trabalharam com valores de severidade

entre 25 e 50% em dois patossitemas, o míldio da videira e a ferrugem do trigo, que

apresentam diferentes padrões de lesões, sendo o primeiro com lesões maiores e o

segundo com lesões menores, demonstraram que a acuidade visual em avaliações de

severidade em folhas dentro dessa faixa de valores de severidade é linearmente

proporcional ao estímulo visual – sugerindo que pode ser mais apropriado adotar

incrementos lineares. Contudo, ainda não há na literatura trabalhos que buscaram

comparar diagramas com incremento linear e exponencial.

Embora existam outros diagramas de severidade ou de notas para a avaliação

de mancha parda do arroz (CIAT, 1983; IRRI, 1996; Azevedo, 1998; Lenz et al.,

2010) apenas no trabalho de Lenz et al. (2010) os diagramas passaram por um

processo formal de validação científica. O presente estudo se diferencia dos trabalhos

anteriores, nos seguintes aspectos: (1) por utilizar imagens reais de folhas diferentes

para cada representação de um valor de severidade do diagrama; (2) por avaliar uma

versão em preto e branco e outra em cores com dois padrões de incrementos – linear

ou exponencial – totalizando quatro representações; (3) pela metodologia analítica

aplicada no processo de validação, através da avaliação da concordância entre

valores estimados e observados tendo como base a análise de correlação de

concordância (CCC) das estimativas, além dos parâmetros da regressão (a, b e R²);

(4) e por realizar análise de reprodutibilidade e repetibilidade das estimativas.

71    

 

FIGURA 19. Diagramas de severidade da mancha parda do arroz com valores em incremento aproximadamente linear nas versões em preto e branco (A) e em cores (B).

A B

72    

 

FIGURA 20. Diagramas de severidade da mancha parda do arroz com valores em incremento exponencial nas versões em preto e branco (A) e em cores (B).

A B

73    

 

4.3.1 Impacto do uso dos diagramas em estimativas de severidade

4.3.1.1 Concordância, acurácia e precisão

4.3.1.1.1 Regressão linear

A análise visual dos gráficos de dispersão entre os valores reais e estimados

pelos avaliadores mostrou, de maneira geral, com exceção dos avaliadores H e J,

uma tendência dos avaliadores em superestimar os valores de severidade da mancha

parda na ausência dos diagramas (sem auxílio), além de uma baixa precisão

evidenciada pela mais alta dispersão dos valores ao redor da linha da regressão

(Figuras 21 e 22).

A estatística com base nos coeficientes da reta e o coeficiente de

determinação da regressão confirmam a baixa acurácia e precisão dos avaliadores nas

estimativas sem auxílio dos diagramas nos dois grupos de avaliadores. O coeficiente

de determinação (R2), indicativo de precisão das estimativas, teve valor médio (todos

os avaliadores) de 0,7 para as avaliações sem auxílio, variando de 0,45 a 0,83 para os

avaliadores J e E, respectivamente.

Com o uso dos diagramas, a precisão das estimativas foi variável entre os

avaliadores, mas com um incremento no R2 de 0,73 (sem auxílio) para 0,8 no grupo

linear, indiferente da coloração do diagrama. Já no grupo exponencial o R2

praticamente não diferiu entre as avaliações sem auxílio (0,66) e com auxílio (0,67)

para os digramas P&B, no entanto teve um incremento para 0,74 quando do uso dos

diagramas Cores.

74    

 

Quanto ao coeficiente linear (a) e ao coeficiente angular da reta (b),

indicadores da acurácia das estimativas, nas avaliações sem auxílio, os valores

variaram, de -1,94 a 17,17 (avaliadores B e P, respectivamente), com média de 5,16,

para o parâmetro a, indicando uma tendência geral dos avaliadores em superestimar a

severidade especialmente nos níveis mais baixos. Já o parâmetro b variou de 0,7 a

3,15 (avaliadores H e L, respectivamente). A análise estatística para testar a hipótese

de que a e b diferem significativamente de 0 e 1, respectivamente (valores de

intercepto e coeficiente angular da reta 1:1) mostrou que a proporção de avaliadores

com valores P significativos, foi maior nas avaliações sem auxílio, em relação as

avaliações com auxílio, para ambos os grupos de avaliadores.

Para o grupo linear, com o auxílio do diagrama colorido, apenas para um

avaliador (avaliador A) o parâmetro a não diferiu de 0, o que indicou uma tendência

de superestimação da severidade quando da utilização desse diagrama. Em

contrapartida, em mais da metade dos casos (quatro em sete), b foi

significativamente <1, com a maior porção da linha de regressão localizando-se

abaixo da reta 1:1, indicando uma tendência de subestimar a severidade em valores

mais altos de severidade.

Os resultados corroboram com diversos outros estudos de validação de

diagramas, que usaram a regressão linear, que também mostraram uma tendência de

superestimação dos valores de severidade, quando sem auxílio, e aumentos

significativos de acurácia e precisão das estimativas por avaliadores quando com

auxílio dos diagramas propostos (Noronha, 2002; Sposito et al., 2004; Nascimento et

al., 2005; Deschamps et al., 2008; Salgado et al., 2009; Lenz et al., 2010; Pedroso et

al., 2011).

75    

 

FIGURA 21. Gráficos de dispersão entre os valores de severidade real determinados por análise digital de imagem e valores estimados por oito avaliadores (A a H) do grupo linear como auxílio um diagrama com incremento linear em suas duas versões (P&B e Cores). A linha tracejada representa a situação de total concordância entre o valor estimado e o valor real de severidade. As linhas sólidas na cor preta e cinza representam a regressão entre os valores reais e estimados com auxílio do diagrama em P&B e Cores, respectivamente. No interior do gráfico, os coeficientes da regressão linear (R² = coeficiente de determinação; a = coeficiente linear; e b = coeficiente angular) para P&B e Cores no canto superior e inferior, respectivamente. Valores de a e b acompanhados de asterisco (*) diferem estatisticamente de 0 e 1, respectivamente, pelo teste-t (p<0,05).

76    

 

FIGURA 22. Gráficos de dispersão entre os valores de severidade real determinados por análise digital de imagem e valores estimados por oito avaliadores (I a P) do grupo que utilizou como auxílio um diagrama com incremento exponencial em suas duas versões (P&B e Cores). A linha tracejada representa a situação de total concordância entre o valor estimado e o valor real de severidade. As linhas sólidas na cor preta e cinza representam a regressão entre os valores reais e estimados com auxílio do diagrama em P&B e Cores, respectivamente. No interior do gráfico, os coeficientes da regressão linear (R2 = coeficiente de determinação; a = coeficiente linear; e b = coeficiente angular) para P&B e Cores no canto superior e inferior, respectivamente. Valores de a e b acompanhados de asterisco (*) diferem estatisticamente de 0 e 1, respectivamente, pelo teste-t (p<0,05).

77    

 

No diagrama desenvolvido recentemente por Lenz et al. (2010), também para

a avaliação da severidade de mancha parda do arroz, os valores de severidade

seguiram um incremento aproximadamente exponencial, que variou de 1,6 a 38,6%

de severidade. No processo de validação, oito avaliadores estimaram a severidade

sem e com o auxílio do diagrama. De maneira geral, os autores verificaram

superestimativas na ausência do auxílio e aumento da acurácia e precisão das

estimativas quando com o auxílio do diagrama proposto, verificados pelos

parâmetros da análise de regressão. Ainda, naquele trabalho, com relação a acurácia

das estimativas, quando sem auxílio, houve 3 e 4 diferenças significativas para os

parâmetros a (H0: a=0) e b (H0: b=1), respectivamente; já quando houve o auxílio do

diagrama proposto naquele trabalho, os parâmetros a e b foram, para todos os

avaliadores, estatisticamente iguais a 0 e 1, respectivamente. Em se tratando da

precisão das estimativas, houve incremento verificado pelo coeficiente de

determinação (R²), que variou de 0,16 a 0,46, quando sem auxílio, para 0,84 a 0,94

quando com auxílio. Já no presente trabalho, para quaisquer dos diagramas, houve no

mínimo quatro diferenças significativas, entre parâmetros a e b (H0: a=0; H0: b=1),

durante as avaliações; enquanto que os incrementos de R² foram mais modestos

(Figura 21 e 22) em relação ao incremento observado por Lenz et al. (2010). Essas

diferenças de valores devem-se, possivelmente, à variação existente entre diferentes

avaliadores, os quais, individualmente, possuem capacidades distintas de avaliar

proporções de áreas através do estímulo visual (Nutter & Schultz, 1995).

4.3.1.1.2 Coeficiente de correlação de concordância

Quanto aos valores do coeficiente de correlação de concordância (CCC = ρc),

foi observado um incremento em ρc quando do uso dos diagramas propostos,

78    

 

indicando mais alta concordância entre valores estimados e reais. O valor médio de

ρc nas avaliações sem auxílio foi de 0,61 e 0,43, para os grupos linear e exponencial,

respectivamente; já com o uso do diagrama P&B, o ρc médio foi de 0,87 e 0,78 e

com o diagrama colorido, o ρc médio foi de 0,87 e 0,84, para esses respectivos

grupos.

De modo geral, houve maior variabilidade nos valores de ρc entre os

avaliadores do grupo exponencial, indiferente se sem ou com auxílio, sendo que os

valores de ρc foram inferiores a 0,4 para cinco avaliadores (Figura 23). Quando no

uso dos auxílios, apenas um dos avaliadores (avaliador N, grupo exponencial)

apresentou decréscimo no valor de ρc comparado as estimativas sem auxílio,

enquanto que os demais apresentaram incremento de ρc.

Os valores dos coeficientes de correlação (r), indicativo da precisão das

estimativas, variaram de 0,62 (avaliador L) a 0,93 (avaliador E). Houve um aumento

geral da precisão das estimativas com a utilização dos diagramas, pois, quando sem

auxílio, a maioria dos valores de r foi menor do que com o auxílio dos diagramas

propostos – principalmente para o grupo de avaliadores que utilizou os diagramas

com incremento exponencial. No entanto, o menor valor de r observado no estudo,

0,62, foi para o avaliador L, do grupo Exponencial, quando esse utilizou o diagrama

P&B.

Em se tratando dos parâmetros u e v, indicativos de mudança de posição da

reta (valor ideal é igual a 0) e de mudanças de escala (valor ideal é igual a 1),

respectivamente, se verificou uma maior aproximação desses valores dos valores

ideais com a utilização dos diagramas, principalmente para o grupo Exponencial de

validação (Figura 23).

79    

 

O valor médio de u nas avaliações sem o auxílio foi de 0,61 e 1,31, para os

grupos Linear e Exponencial, respectivamente; já com o uso do diagrama P&B o u

médio foi de 0 e -0,15, enquanto que com o uso do diagrama Cores o u médio foi de

0,15 e 0, para esses respectivos grupos. Com relação ao valor médio de v, sem o

auxílio, esse foi de 1,57 e 2,24 para os grupos Linear e Exponencial,

respectivamente; com os diagramas, as médias foram de 1 para ambas representações

(P&B e Cores) para o grupo Linear, enquanto que para o grupo Exponencial foi de

1,09 e 1,05 para P&B e Cores, respectivamente.

Observando-se os valores por avaliador do parâmetro u (Figura 23) constata-

se que sem o auxílio dos diagramas propostos os avaliadores do grupo Linear

superestimaram mais dos que os avaliadores do grupo Exponencial. Essas

superestimativas, para alguns avaliadores (A, B, K, M, O e P), foram mais

acentuadas quanto maiores foram os valores de severidade real das folhas

apresentadas na primeira avaliação sem auxílio – como mostra o parâmetro v que

para esses casos foi maior que 1.

Dentre os parâmetros avaliados na análise de concordância das estimativas

(Figuras 23) não há uma distinção evidente entre as estimativas pelos diagramas

P&B e Cores, em nenhum dos grupos (linear e exponencial). Tratando-se

exclusivamente dos valores de ρc, a comparação do valor médio de ρc mostrou haver

diferença nos valores de ρc das estimativas sem auxílio com relação a cada diagrama

(P&B e Cores), dentro de cada grupo (linear e exponencial); no entanto, os valores

médios de ρc não diferiram quando na utilização dos diagramas propostos,

independente do tipo de incremento ou cor.

80    

 

Segundo Madden et al. (2007) o CCC é uma métrica apropriada para análise

de concordância (Lin’s CCC, 1989) e de mais simples interpretação por considerar

acurácia e precisão em um único coeficiente (ρc), enquanto que a regressão linear

pode induzir a rejeição de modelos de regressão pertinentes devido a incongruências

que podem ocorrer em algumas situações pela análise separada da significância dos

parâmetros da acurácia (a e b) e precisão (R²). Até o momento, foram poucos e

recentes os trabalhos que utilizaram o CCC de Lin no processo de validação de

diagramas (Nita et al., 2003; Bock et al., 2010; Spolti et al., 2011; Capucho et al.,

2011).

Com o uso dos diagramas, a análise mostrou aumento da acurácia e precisão

das estimativas tanto na análise dos parâmetros da regressão como nos componentes

do CCC, para todos os avaliadores em ambas as representações P&B e Cores.

Com relação aos valores observados de ρc, observou-se maior concordância

das estimativas com os valores reais, para todos os avaliadores. Outros trabalhos que

utilizaram o CCC para a verificação da concordância obtiveram resultados similares.

Capucho et al. (2011), em trabalho propondo diagramas para a avaliação da

severidade de ferrugem em café, observou um incremento no valor absoluto de ρc de

0,32 (0,76-0,44) para um mesmo avaliador; enquanto que Spolti et al. (2011),

trabalhando com fuligem e sujeira de mosca em frutos de macieira, observou

incrementos de 0,34 (0,99 - 0,65). Já no presente trabalho, o maior incremento de ρc

para um mesmo avaliador foi observado para o avaliador L, que variou de 0,15 (sem

auxílio) a 0,72 (Cores), ou seja, 0,57 de incremento absoluto no valor de ρc, maior do

que nos trabalhos citados anteriormente, indicando maior impacto do diagrama para

esse avaliador.

81    

 

FIGURA 23. Parâmetros da análise do coeficiente de correlação de concordância (Lin`s CCC) entre valores de severidade real de mancha parda em 50 folhas de arroz determinada por análise digital e valores estimados sem ou com auxílio de diagramas para dois grupos de avaliadores que estimaram a severidade usando um diagrama com incremento linear ou exponencial, representados em desenhos em preto e branco (P&B) ou em folhas reais (Cores). ρc = coeficiente de correlação de concordância (ρc = r.Cb), r = coeficiente de correlação de Pearson, indicador de precisão; v (scale shift) e u (location shift) são componentes de Cb, indicador de acurácia.

82    

 

4.3.1.1.3 Análise de resíduos das estimativas

A tendência de superestimativa da severidade pode ser mais facilmente

visualizada em gráficos de frequência (%) dos desvios considerando todos os

avaliadores (Figura 24), onde fica evidente que alguns avaliadores superestimaram a

severidade quando sem auxílio. Para o grupo Exponencial houve desvios positivos de

até 80% acima do valor real de severidade na ausência do auxílio do diagrama;

enquanto que para o grupo Linear, os desvios chegaram a 50% acima do valor real,

quando sem o auxilio. Quando utilizando-se dos diagramas como auxílio, não se

observou distinção aparente no padrão de desvios nas estimativas independente do

incremento nos níveis de severidade ou coloração de representação do diagrama.

A distribuição dos desvios pode ser também avaliada em função dos níveis de

severidade (Figura 25). Observa-se que, sobretudo nos valores baixos de severidade,

houve uma tendência de maior superestimação da severidade para as duas

representações dos diagramas com incremento linear (principalmente para a

representação Cores), bem como para a representação Cores do diagrama com

incremento exponencial. Para as estimativas feitas com o auxílio do diagrama

exponencial P&B, independente do valor de severidade da imagem avaliada, houve

uma distribuição aleatória dos resíduos ao redor do valor zero ao longo do intervalo

de severidade; o que não ocorreu para os demais diagramas avaliados.

Nascimento et al. (2005), em validação de diagrama para a avaliação de

severidade cancro bacteriano em videira, cujas lesões se apresentam de forma

agregada em grandes áreas necrosadas, relatou que, sem a utilização de um diagrama,

houve uma tendência geral de superestimação entre os avaliadores, com

superestimativas superiores a 70% (observado menos o real) para alguns casos. No

entanto, a superestimação foi minimizada com o auxílio do diagrama, com os valores

83    

 

máximos de desvios positivos e negativos ao redor de 20%, de forma similar ao

observado no presente estudo.

FIGURA 24. Gráficos de área para frequência dos desvios (severidade estimada subtraída da severidade real) sem auxílio e com auxílio de um diagrama de severidade de mancha parda em preto e branco (P&B) ou em cores, na primeira avaliação de um grupo de oito avaliadores usando um diagrama com incremento aproximadamente linear de severidade e oito um diagrama com incremento exponencial de severidade.

As diferenças em função da coloração de representação (P&B ou Cores)

foram insignificantes, tanto para o grupo Linear quanto para o Exponencial. Houve

muita variação para os valores de ρc entre os avaliadores, não permitindo inferir

sobre a real superioridade de uma representação sobre a outra. No entanto, com base

84    

 

na regressão linear, foi observado um maior número de significâncias para os

parâmetros a e b observadas para o diagrama Cores no grupo Linear, indicando

estimativas menos acuradas com esse diagrama em relação à representação P&B.

FIGURA 25. Resíduos (estimado – real) em estimativas visuais de severidade da mancha parda do arroz tendo como auxílio quatro diferentes diagramas validados com dois grupos de avaliadores.

Em trabalho anterior, Angelotti et al., (2008) mostrou diferença nas respostas

de avaliadores de acordo com a coloração do diagrama (em P&B ou em Cores), para

avaliação da severidade de ferrugem da videira, sendo que o uso do diagrama em

cores proporcionou melhor acurácia e precisão nas estimativas, com base nos

85    

 

parâmetros regressão linear entre os valores estimados e reais e pela análise da

reprodutibilidade das estimativas. É possível que essas variações sejam função da

qualidade dos diagramas quanto à representação, bem como do estímulo em

patossistemas onde há variação de cores nas lesões ou presença de halos que podem

melhor representar a severidade.

A análise dos desvios, no entanto, sugere certa superioridade na qualidade do

auxílio proporcionado pelo diagrama com incremento Exponencial na versão P&B.

Para os valores baixos de severidade, a distribuição dos desvios tendeu a maior

similaridade no número de desvios negativos e positivos do que para os demais

diagramas – nos quais as superestimativas para baixa severidade é que predominam.

Este aspecto é de relevância uma vez que há uma predominância de valores de

severidade (<5%) nas folhas amostradas para o presente estudo, bem como em dados

de severidade da mancha parda publicados em estudos feitos na região (Silva Filho et

al., 2009).

É possível que a superioridade dos diagramas com incremento exponencial

em relação ao linear se dê pelo fato de se ter maior número de representações (cinco

das sete representações) entre a severidade mínima (0,1%) até a severidade de 6,5%,

enquanto que para o diagrama de incremento linear são apenas três representações.

Segundo Bock et al. (2008), trabalhando com características relacionadas a

percepção na avaliação da severidade, tomando o cancro cítrico como estudo de

caso, apontou que os maiores erros relativos (percentual do observado em relação ao

real) ocorrem justamente nos valores mais baixos de severidade, o que indica a

necessidade de se ter maior número de representações nessa faixa.

86    

 

4.3.2 Repetibilidade ou confiabilidade intra-avaliador

A média geral para os avaliadores e a variação nos coeficientes de correlação

de Pearson (r) entre valores estimados na primeira e na segunda avaliação de um

mesmo avaliador podem ser observados na Figura 26. De maneira geral, uma melhor

repetibilidade foi observada com o uso dos diagramas linear, indicada pelo maior

valor médio do coeficiente de correlação, 0,92 para a primeira e segunda avaliação,

para os diagramas em P&B e em Cores, respectivamente. Já para o grupo

exponencial esses valores foram de 0,84 e 0,86 (Figura 26). A variação entre os

valores de r também foi menor entre os avaliadores que utilizaram o diagrama linear.

Em um estudo de validação de diagramas para estimativas de severidade da

cercosporiose em alface e da antracnose em bastão do imperador, Gomes et al.

(2004) e Barguil et al. (2008) apontaram médias de valor de r de 0,85 e 0,95,

respectivamente, apontando boa repetibilidade nas estimativas. Tais valores são

similares aos valores observados nesse trabalho para o grupo exponencial e linear,

respectivamente.

FIGURA 26. Coeficiente de correlação de Pearson (r) da relação entre a primeira e segunda avaliação para cada avaliador que estimou a severidade com auxílio de um diagrama com fotos coloridas (Cores) de folhas e outro um desenho em preto e branco (P&B).

87    

 

4.3.3 Reprodutibilidade ou confiabilidade interavaliador

O uso dos diagramas resultou em maior reprodutibilidade das estimativas

para o conjunto de avaliadores, comparado à estimativas sem auxílio. Na primeira

avaliação, para o grupo linear, os valores médios do coeficiente de correlação de

Pearson (r) gerados pelo confronto das estimativas para cada par de avaliadores,

aumentaram de 0,82, sem auxílio, para 0,88 e 0,91 quando com o auxílio dos

diagramas P&B e Cores, respectivamente. Já no grupo Exponencial o coeficiente

incrementou de 0,75 (sem auxílio) para 0,77 e 0,84, quando se utilizou os diagramas

P&B e Cores, respectivamente (Figura 27). Para o grupo linear, com o auxílio do

diagrama Cores, observou-se que 85% dos avaliadores tiveram valor de r maior que

0,9, enquanto que para o grupo exponencial, nesse mesmo diagrama, apenas um

avaliador obteve r maior que 0,9. Observou-se também que os valores de r, além de

mais baixos, apresentaram maior variação no grupo Exponencial para todos os casos

em comparação aos mesmos tipos de auxílio do grupo Linear – indicando uma menor

confiabilidade inter-avaliador no grupo exponencial.

Na segunda avaliação, os valores de r, tanto os valores médios como a

variação entre valores, foram similares aos valores gerados na primeira avaliação. No

entanto, houve aumento do valor médio de r, além da diminuição da variação dos

valores, em ambos os grupos de avaliadores, Linear e Exponencial, durante a

segunda avaliação, em relação à primeira.

88    

 

FIGURA 27. Coeficiente de correlação de Pearson (r), gerados pelo confronto entre todos os avaliadores, de um mesmo grupo (Linear ou Exponencial) que utilizaram os diagramas com incremento linear (P&B e Cores) para as duas avaliações.

Tanto para a reprodutibilidade como para a repetibilidade, os valores médios

foram um pouco superiores para a representação em Cores, o que ter ocorrido em

função do treinamento prévio dos avaliadores que é inerente ao processo de

validação (Madden et al., 2007), já que no presente estudo, o mesmo grupo quando

usando o auxílio, avaliou primeiro com o diagrama em P&B e, logo imediatamente,

com o diagrama em Cores.

Barguil et al. (2008), em um estudo de validação de um diagrama para a

avaliação da severidade de antracnose em bastão do imperador, relatou que, sem

auxílio, apenas 7% dos avaliadores obtiveram valores de r maiores que 0,9, sendo

que esse percentual aumentou para 76% quando houve auxílio. Já no trabalho de

Capucho et al. (2011) esse incremento foi de 35 para 90% dos casos, sem e com

auxílio, respectivamente. Incrementos similares, entre os avaliadores, foram

observados para o grupo Linear no presente estudo.

Os diagramas propostos para quantificação da severidade da mancha parda

em arroz proporcionaram melhoria significativa nos níveis de acurácia, precisão e

reprodutibilidade das estimativas. Portanto, podem ser utilizados em estudos

89    

 

epidemiológicos e de comparação de medidas de controle da doença. A análise geral

de todos as características avaliadas, indica que as estimativas feitas pelos

avaliadores usando um diagrama com incremento exponencial na versão P&B, pode

ser o mais indicado, à medida que é mais representativa para valores baixos de

severidade (menores que 5%), ou seja, maior número de representações, justamente

onde ocorrerem os maiores desvios, normalmente positivos (Bock et al., 2008). Além

disso, os diagramas em P&B induziram a menor superestimação do que o diagrama

Cores.

   

5 CONCLUSÕES

1. O inóculo de Bipolaris oryzae em sementes de arroz irrigado afeta o

estabelecimento inicial da cultura pela redução do estande de plântulas.

2. A incidência de mancha parda nas folhas é influenciado pelo nível de

incidência do patógeno na semente em anos com precipitação e temperatura acima da

normal climatológica.

3. A severidade foliar da mancha parda, produtividade e incidência de B.

oryzae nos grãos colhidos não são influenciados pela incidência do fungo na

semente.

4. A distribuição espacial de lesões no limbo foliar segue um padrão

predominante aleatório, com tendência a agregação em valores mais altos de

severidade, possivelmente relacionada com eventos policíclicos.

5. Escalas diagramáticas auxiliam avaliadores inexperientes levando a

melhora da qualidade de estimativas de severidade em relação à acurácia,

repetibilidade e reprodutibilidade das estimativas.

   

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